余思含，李 佳

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093）

一、引言

當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)邁入了從投資與財(cái)政政策、貨幣政策拉動經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型到創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵時(shí)期，為刺激自主創(chuàng)新活動的積極性，在核心技術(shù)領(lǐng)域擺脫對國外技術(shù)的依賴，政府對科技創(chuàng)新的扶持力度不斷增加?！度珖萍冀?jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，截至2018 年，國家財(cái)政科學(xué)技術(shù)支出已達(dá)到9 518.2 億元，作為支持創(chuàng)新活動重要的行動主體，地方政府的政策制定對區(qū)域創(chuàng)新的影響巨大。

而《2019 年中國外資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》同時(shí)提出，商務(wù)部將認(rèn)真落實(shí)“十四五”時(shí)期利用外資發(fā)展規(guī)劃，加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。數(shù)據(jù)顯示，2019 年中國實(shí)際利用外資額穩(wěn)定增長，全年實(shí)際利用外資9 415 億元人民幣，同比增長5.8%。如此龐大的外資規(guī)模，使得對外商直接投資（IFDI）所產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)的研究依然不容忽視。那么，地方財(cái)政科技補(bǔ)貼在外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出影響創(chuàng)新能力的機(jī)制中發(fā)揮了怎樣的作用？不同省份財(cái)政補(bǔ)貼的巨大差異對這種作用有什么不同的影響？本文將從外商直接投資額的角度出發(fā)，系統(tǒng)地分析各地財(cái)政補(bǔ)貼差異對技術(shù)溢出影響機(jī)制的門檻效應(yīng)，為有效利用外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)以促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新拉動經(jīng)濟(jì)增長提供了理論依據(jù)，對我國各省份制定、實(shí)施合理對外政策具有重要的時(shí)代和現(xiàn)實(shí)意義。

在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，資本的跨國流動所帶來的知識非自愿流出現(xiàn)象被學(xué)界定義為“技術(shù)溢出”。Lichtenberg 和Pottelsberghe（1998）[1]將國際技術(shù)溢出效應(yīng)的來源分為外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出、外商直接投資（IFDI）逆向技術(shù)溢出和貿(mào)易進(jìn)出口三個(gè)重要渠道。其中外商直接投資（IFDI）不僅能給東道國帶來充裕的資金，還能給母國帶來先進(jìn)的經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)，從而影響東道國的創(chuàng)新能力（李健等，2017）[2]。國內(nèi)外關(guān)于外商直接投資（IFDI）與創(chuàng)新能力間關(guān)系的研究成果頗為豐富，但對于外商直接投資（IFDI）是否對東道國技術(shù)創(chuàng)新存在著正向影響卻并沒有一致的結(jié)論。梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)，可將學(xué)者們針對外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)關(guān)系的觀點(diǎn)分為以下三類：

首先，是“促進(jìn)論”，這部分學(xué)者認(rèn)為外國資本的流入能促進(jìn)東道國自主創(chuàng)新力的提升。王紅領(lǐng)等（2006）[3]采用1998—2003 年全部工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，使用企業(yè)自主研發(fā)指標(biāo)，支持了外商直接投資（IFDI）的進(jìn)入對國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新能力呈促進(jìn)的觀點(diǎn)；范如國和蔡海霞（2012）[4]運(yùn)用二級CES 生產(chǎn)函數(shù)，采取了2004—2008 年中國省際面板數(shù)據(jù)考察外商直接投資（IFDI）、科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入與中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系，研究證實(shí)了外商直接投資（IFDI）的流入對中國企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的正向溢出效應(yīng)。

其次，是“抑制論”，這部分學(xué)者認(rèn)為外商直接投資（IFDI）的流入對東道國自主創(chuàng)新力無顯著影響或有負(fù)影響。邢斐和張建華（2009）[5]建立了動態(tài)博弈模型，采用1999—2004 年我國36 個(gè)大中型工業(yè)企業(yè)的行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行系統(tǒng)GMM 估計(jì)，得出外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)對東道國工業(yè)行業(yè)自主研發(fā)在長、短期內(nèi)均不顯著。張宇青和吳金南（2016）[6]基于2004—2013 年經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織30個(gè)成員國的數(shù)據(jù)進(jìn)行了全要素生產(chǎn)率（TFP）的計(jì)算以及動態(tài)GMM 面板分析，研究表明外商直接投資（IFDI）顯著地抑制了OECD 成員國的技術(shù)進(jìn)步。

最后，是“異質(zhì)論”，這類學(xué)者認(rèn)為外商直接投資（IFDI）對東道國自主創(chuàng)新能力的影響需要綜合諸多外部因素進(jìn)行全面分析。邵玉君（2017）[7]使用2004—2015 年間歐盟、美國以及日本的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果顯示，這三個(gè)地區(qū)的資本流動對我國的技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)了阻礙作用。Girma 和Gong（2008）[8]、王希元（2018）[9]分別基于我國微觀、宏觀層面的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了我國對IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)的吸收能力，實(shí)證結(jié)果表明，區(qū)域吸收能力越強(qiáng)，外商直接投資（IFDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)越能顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。羅軍和陳建國（2014）[10]采用全社會研究與開發(fā)（R&D）經(jīng)費(fèi)支出表示研發(fā)投入，使用門檻模型對我國2002—2012 年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研發(fā)投入門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資（IFDI）只有在高研發(fā)投入的省份才會對區(qū)域創(chuàng)新能力有顯著的促進(jìn)作用。

此外，財(cái)政科技補(bǔ)貼是我國地方政府用于刺激企業(yè)自主創(chuàng)新意愿的主要財(cái)政工具之一，而有關(guān)此類補(bǔ)貼效果的研究并沒有形成一致的看法。部分學(xué)者認(rèn)為財(cái)政科技補(bǔ)貼能夠促進(jìn)本土創(chuàng)新活動的開展（王德祥和李昕，2017）[11]；但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)財(cái)政科技補(bǔ)貼并沒有展現(xiàn)出對本土企業(yè)自主創(chuàng)新激勵(lì)作用（張杰等，2015）[12]，在某種程度上甚至?xí)D出企業(yè)自身的研發(fā)投入（章元等，2018）[13]。

二、影響機(jī)制

通過對上述文獻(xiàn)研究成果的梳理，歸納出外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出間接影響東道國創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)路徑。

（一）通過溢出效應(yīng)帶來的積極影響

1.示范效應(yīng)：外商企業(yè)進(jìn)入東道國，不僅會帶來外商直接投資（IFDI）為東道國注入新的資本，還會為東道國帶來先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)以及生產(chǎn)工藝，給東道國本土企業(yè)以直接學(xué)習(xí)和模仿的機(jī)會。

2.競爭效應(yīng)：外國資本和外商企業(yè)的進(jìn)入勢必會加劇東道國市場競爭的激烈程度，其先發(fā)優(yōu)勢會嚴(yán)重威脅到本土企業(yè)的市場地位。東道國企業(yè)為了維護(hù)自身的競爭力，勢必要加大研發(fā)投入力度、完善人才培育機(jī)制，積極提高自身技術(shù)水平與創(chuàng)新能力。

3.人力資本流動效應(yīng)：外商企業(yè)跨國經(jīng)營時(shí)，出于對成本的考慮，通常會優(yōu)先選擇當(dāng)?shù)貑T工，并將附加值高的研發(fā)、設(shè)計(jì)環(huán)節(jié)本地化，通過采取綠地投資模式挖走東道國本地的高技術(shù)人才。當(dāng)這些人才流動回本土企業(yè)后，便能為東道國帶來先進(jìn)的知識、經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)，對本土企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力有顯著的提升作用。

4.關(guān)聯(lián)效應(yīng)：外商企業(yè)的跨國經(jīng)營使其成為東道國相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈的組成部分，并對產(chǎn)業(yè)鏈的前后兩端溢出技術(shù)，產(chǎn)生前向或后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，從而顯著的促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)進(jìn)步（Javorcik，2004）[14]。而東道國供應(yīng)商為滿足外商企業(yè)對原材料及中間產(chǎn)品的規(guī)模與品質(zhì)要求，會不斷加大研發(fā)資本投入，從而提升自主創(chuàng)新能力。

（二）外商直接投資（IFDI）的進(jìn)入會通過金融市場對國內(nèi)物質(zhì)資本積累產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”從而產(chǎn)生消極的影響

“擠出效應(yīng)”（Borensztein 等，1998）[15]分為市場擠出與技術(shù)擠出。

1.市場擠出：跨國企業(yè)的進(jìn)入帶來大量搶占市場份額的新產(chǎn)品，東道國本土企業(yè)的相關(guān)產(chǎn)品競爭力勢必受到?jīng)_擊，再加上跨國企業(yè)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力及先發(fā)優(yōu)勢，使得本土的生產(chǎn)要素、人力資本大量流入外商企業(yè)，導(dǎo)致部分無比較優(yōu)勢的本土企業(yè)退出市場。

2.技術(shù)擠出：外商企業(yè)帶來的新產(chǎn)品、新技術(shù)，會使東道國企業(yè)過分依賴于學(xué)習(xí)、模仿而缺乏自我創(chuàng)新意識。另一方面東道國企業(yè)的技術(shù)和管理人才會倒流向外商企業(yè)，導(dǎo)致東道國研發(fā)投入的減少，造成國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的進(jìn)一步削弱。

上述文獻(xiàn)為本文的研究提供了重要的參考價(jià)值和啟發(fā)，不過仍存在一些不足：第一，總體來看，既有文獻(xiàn)對IFDI技術(shù)溢出效應(yīng)的大多數(shù)研究均采用線性的靜態(tài)面板模型下展開分析的，未考慮變量之間作用的非線性關(guān)系。而財(cái)政科技補(bǔ)貼的差異使得外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出對創(chuàng)新能力有不同影響，且這種影響的改變是非線性的。第二，相關(guān)文獻(xiàn)多是關(guān)注外商直接投資（IFDI）對我國總體自主創(chuàng)新能力的影響，忽視了不同省份政策扶持力度和科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入水平的差異，以及外商直接投資（IFDI）流入、流出的差異帶來的影響；而我國各省份政府科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入差異明顯，導(dǎo)致外商直接投資（IFDI）對不同省份技術(shù)創(chuàng)新能力差異顯著。第三，學(xué)界在研究外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出對創(chuàng)新能力的作用機(jī)制受到科研投入影響時(shí)，通常只從微觀角度出發(fā)，研究企業(yè)的研發(fā)投入對技術(shù)溢出產(chǎn)生的影響，往往會忽視政府扶持政策在其中的作用。

基于上述分析，本文試圖從以下幾個(gè)方面擴(kuò)展：第一，在研究方法上，本文擬構(gòu)建非線性計(jì)量的省級面板數(shù)據(jù)門檻模型，以財(cái)政科技研發(fā)投入為門檻變量進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果既考察了財(cái)政研發(fā)投入對IFDI促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新能力的非線性門檻作用，又得出了相應(yīng)財(cái)政科技投入水平的門檻值。第二，本文首先在對現(xiàn)有的外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出理論梳理總結(jié)的基礎(chǔ)上，從不同角度探究了外商直接投資（IFDI）影響東道國創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)機(jī)制。之后在門檻模型框架下，以政府科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入作為門檻變量，利用省際面板數(shù)據(jù)分析了外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出對我國區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，以及政府科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入在外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)中所發(fā)揮的作用，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足。第三，考慮到我國各省份財(cái)政研發(fā)投入的顯著差異，本文對我國不同區(qū)域做了區(qū)分，為我國制定差異化的利用外商直接投資（IFDI）溢出效應(yīng)促進(jìn)自主創(chuàng)新能力提升政策提供理論依據(jù)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文將2010—2019 年我國30 個(gè)省份（因數(shù)據(jù)可得性原因，不包括西藏、港澳臺地區(qū)）的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行對外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出、區(qū)域創(chuàng)新能力和財(cái)政補(bǔ)貼之間關(guān)系的研究。

Hansen（1999）[16]提出的面板數(shù)據(jù)的門檻自回歸模型，將門檻值作為未知變量納入到模型中構(gòu)建分段函數(shù)。其門檻值數(shù)目由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定，對樣本進(jìn)行內(nèi)生分組，不僅能夠估計(jì)出門檻值，而且能夠?qū)﹂T檻值的正確性進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。門檻模型的基礎(chǔ)方程為：

式（1）中i與t分別表示不同的地區(qū)和年份，u為截距項(xiàng)，p表示模型設(shè)定的門檻變量，γ則為待估計(jì)的門檻值；剩余的β為彈性系數(shù)，ζ為截面固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動項(xiàng)。式中的I（·）為示性函數(shù)，即如果括號中的表達(dá)式為真，則取值為1，否則取值為0。

γ統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算過程如下：在門檻變量的取值范圍任選p1代入方程，對模型中的系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，計(jì)算出殘差平方和S1（P1）；再任選另一q2代入方程，求得新系數(shù)及新殘差平方和S1（P2）；而后比較2 個(gè)殘差平方和，取較小的Smin所對應(yīng)的門檻值作為門檻變量的初始值；重復(fù)上述步驟，直到找到qn及其所對應(yīng)的殘差平方和最小為止，qn則為門檻值γ的最終取值。對于是否存在門檻效應(yīng)，提出原假設(shè)為β1=β2，如果原假設(shè)成立，則不存在門檻效應(yīng)。若回歸結(jié)果證明門檻效應(yīng)存在，Hansen 還進(jìn)一步構(gòu)建了似然比統(tǒng)計(jì)量LR（γ）以計(jì)算γ的置信區(qū)間，利用似然比檢驗(yàn)進(jìn)一步對門檻值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，據(jù)此來檢驗(yàn)門檻估計(jì)值的有效性。因此，我們提出假設(shè)：外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響存在財(cái)政科技補(bǔ)貼的門檻效應(yīng)。

基于Hansen 門檻回歸思想并參考已有文獻(xiàn)，除被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新能力、核心解釋變量外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出量外，本文根據(jù)Griliches-Jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)將金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化程度、人力資本等控制變量引入模型，構(gòu)建以財(cái)政研發(fā)投入為門檻變量的雙向外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出影響區(qū)域創(chuàng)新能力的面板門檻模型如下：

式（2）表示以外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出為核心解釋變量的創(chuàng)新能力的財(cái)政補(bǔ)貼門檻回歸方程。式（2）中cre表示區(qū)域創(chuàng)新能力；ifdi表示外商直接投資；pgdp表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；fin表示金融發(fā)展水平；mar表示市場化程度；open表示區(qū)域開放程度；hum表示人力資本，urbit表示城鎮(zhèn)化水平，str表示財(cái)政補(bǔ)貼。其余與式（1）中的解釋相同。

（二）變量說明

1.被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新能力（cre）。區(qū)域創(chuàng)新能力指的是某地區(qū)將吸收到的新知識轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品或新服務(wù)的能力，反映了該區(qū)域各類創(chuàng)新主體技術(shù)進(jìn)步情況，本文采用各省每萬人擁有的專利授權(quán)數(shù)量衡量當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新能力。

2.核心解釋變量：外商直接投資（ifdi）。外商直接投資可以通過多種渠道，憑借其先進(jìn)的技術(shù)與經(jīng)驗(yàn)影響東道國企業(yè)的自主研發(fā)能力，本文采用各省、市、自治區(qū)實(shí)際利用外商投資額來衡量。

3.控制變量：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdp）。只有當(dāng)東道國本身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平之后，才更可能對外國資本流入所帶來的先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行有效地吸收。本文采用各省份歷年的人均GDP 衡量各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）金融發(fā)展水平（fin）。金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，企業(yè)所受到的融資約束相較而言會更少，從而更好地滿足企業(yè)科研創(chuàng)新的資金需要。本文參考李梅等（2014）[17]，采用中國各省份歷年的貸款總額與國民生產(chǎn)總值之比來衡量。（3）開放程度（open）。根據(jù)胡宗彪和王恕立（2014）[18]的研究，一般認(rèn)為開放程度越高的地區(qū)，更容易獲得先進(jìn)的技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，從而有利于創(chuàng)新能力的提升。本文采用各省份歷年的進(jìn)出口總額與GDP 的比值進(jìn)行衡量。（4）人力資本（hum）。人力資本是企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的必要條件，是影響技術(shù)創(chuàng)新的重要因素，本文人力資本用各省高等學(xué)校在校生人數(shù)與地區(qū)常住人口的比值來衡量。（5）市場化程度（mar）。完善的市場機(jī)制可以給企業(yè)帶來良好的市場環(huán)境，從而刺激企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。本文參考樊綱等（2011）[19]，采用非國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資與全社會固定資產(chǎn)投資之比來衡量。（6）城鎮(zhèn)化水平（urbit）。一個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)的升級轉(zhuǎn)型和企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新往往伴隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，本文采用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥葘砗饬俊?/p>

4.門檻變量：財(cái)政補(bǔ)貼（sub）。近年來各地方政府對科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入的強(qiáng)度都在不斷提升，為了反映區(qū)域間財(cái)政科技扶持程度的差異，財(cái)政補(bǔ)貼用地方財(cái)政科技撥款占財(cái)政總支出的比率來衡量。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。使用Stata 15 軟件分別對以外商直接投資（IFDI）作為核心解釋變量，財(cái)政補(bǔ)貼作為門檻變量的模型進(jìn)行估計(jì)。表1 給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）門檻值估計(jì)

首先按照門檻回歸模型，使用Stata 軟件對以外商直接投資（IFDI）作為核心解釋變量，財(cái)政補(bǔ)貼作為門檻變量的模型進(jìn)行回歸，表2 列出了門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的結(jié)果。從表2 可以看出門檻效應(yīng)具有顯著性，說明外商直接投資（IFDI）對于區(qū)域創(chuàng)新能力所產(chǎn)生的影響將因各個(gè)省份的財(cái)政補(bǔ)貼差異而有所不同。在單一門檻效應(yīng)顯著，而雙重門檻效應(yīng)不顯著的情況下，參照Hansen（1999）的做法，本文選取單一門檻模型進(jìn)行分析。

表2 門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)

Hansen（1999）的門檻效應(yīng)模型還可以進(jìn)一步對門檻值進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3 所示。圖1 是核心解釋變量為外商直接投資（IFDI）時(shí)的單一門檻值函數(shù)趨勢圖。橫軸為門檻變量區(qū)域科技研發(fā)強(qiáng)度，縱軸為似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR 值，用來計(jì)算門檻值的置信區(qū)間。

圖1 單一門檻函數(shù)趨勢圖

表3 門檻估計(jì)值及置信區(qū)間

（二）參數(shù)估計(jì)及結(jié)果分析

將上述門檻變量的估計(jì)值納入模型后便可以對以外商直接投資（IFDI）為核心解釋變量的門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。表4 列出了以財(cái)政科技補(bǔ)貼為門檻變量，以外商直接投資（IFDI）為核心解釋變量回歸后的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。從表4 中可以看出，當(dāng)財(cái)政補(bǔ)貼低于門檻值0.029 9 時(shí)，外商直接投資（IFDI）的系數(shù)值為0.077，且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明此時(shí)外商直接投資（IFDI）并不能顯著地促進(jìn)創(chuàng)新。而在財(cái)政補(bǔ)貼高于門檻值時(shí)，外商直接投資（IFDI）對區(qū)域創(chuàng)新能力的彈性系數(shù)上升到0.878，并且在5%的置信水平下通過了顯著性檢驗(yàn)。這表明外商直接投資每提高1%，區(qū)域創(chuàng)新能力將提高約0.9%。也就是說，當(dāng)財(cái)政補(bǔ)貼處于較高水平時(shí)，外商直接投資（IFDI）才能更加顯著地提升區(qū)域創(chuàng)新能力。這證明一個(gè)地區(qū)財(cái)政補(bǔ)貼的增加能夠促進(jìn)創(chuàng)新主體的研發(fā)活躍程度，進(jìn)而加快技術(shù)創(chuàng)新的擴(kuò)散，也就是說，只有當(dāng)財(cái)政補(bǔ)貼處在較高水平上時(shí)，外商直接投資（IFDI）才能顯著地促進(jìn)創(chuàng)新能力的提升。此外，外商直接投資（IFDI）對創(chuàng)新能力的影響系數(shù)始終為正，表明外商直接投資（IFDI）始終是提升區(qū)域創(chuàng)新能力的重要途徑。

表4 門檻回歸結(jié)果

根據(jù)表3 得出的門檻變量估計(jì)值，對越過門檻的數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選后得到表5，可以看出，在2010—2019年期間，在以外商直接投資（IFDI）為核心解釋變量時(shí)，財(cái)政科技補(bǔ)貼處于較高水平的省份數(shù)量為72，占樣本總數(shù)的23.67%。各省份科技研發(fā)強(qiáng)度在2010—2019 年基本保持比較平穩(wěn)的狀態(tài)，越過門檻值的省份一直占少數(shù)。這意味著我國大部分省份的科技研發(fā)強(qiáng)度未跨過門檻值，處在較低的范圍，此時(shí)外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響系數(shù)較小，并不能充分發(fā)揮科技研發(fā)強(qiáng)度在促進(jìn)外商直接投資（IFDI）創(chuàng)新效應(yīng)中的有利作用。說明外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)受到了科技研發(fā)投入水平的制約，因此各地政府在尋求通過外商直接投資（IFDI）提升當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新能力時(shí)，應(yīng)充分考慮當(dāng)?shù)乜萍佳邪l(fā)投入水平，尋求適當(dāng)?shù)难邪l(fā)投入強(qiáng)度以促進(jìn)外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)。

表5 高科技研發(fā)強(qiáng)度的省份數(shù)量

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.全樣本交互項(xiàng)檢驗(yàn)。為了排除實(shí)證分析結(jié)果的樣本偏差，首先分別引入外商直接投資（IFDI）與政府科技補(bǔ)貼的交互項(xiàng)來檢驗(yàn)上述門檻回歸模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，具體估計(jì)結(jié)果如表6 所示。列（1）是未加入外商直接投資（IFDI）與研發(fā)強(qiáng)度的交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，表明在不考慮各省科技研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度時(shí)，IFDI技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響；列（2）是引入外商直接投資（IFDI）與財(cái)政補(bǔ)貼的交互項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果。從回歸結(jié)果來看以外商直接投資（IFDI）為核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果：外商直接投資（IFDI）對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響為“0.1503+0.015str”，這一結(jié)果與門檻回歸模型結(jié)果一致。

2.分組檢驗(yàn)。另外，考慮到創(chuàng)新在中國各省份之間存在顯著的地域差異性，有些省份的創(chuàng)新成果數(shù)量明顯較為落后，為此，本文分組檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示。在科技研發(fā)投入強(qiáng)度較高的東部地區(qū)，外商直接投資（IFDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)顯著為正，起到了促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、提升創(chuàng)新能力的作用；而在財(cái)政科技投入較低的中西部地區(qū)，外商直接投資（IFDI）技術(shù)溢出效應(yīng)并不顯著，甚至起到了抑制創(chuàng)新能力發(fā)展的作用。這表明外商直接投資（IFDI）在不同科研投入強(qiáng)度的地區(qū)，其技術(shù)溢出效應(yīng)存在著顯著差異，從另一角度證明了本文的假設(shè)。

表6 全樣本交互項(xiàng)回歸結(jié)果

五、總結(jié)與展望

本文在理論分析外商直接投資（IFDI）、科研投入影響創(chuàng)新能力傳導(dǎo)機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用我國2010—2019 年省際面板數(shù)據(jù)，基于門檻模型考察了外商直接投資（IFDI）影響我國創(chuàng)新能力的地方財(cái)政科技補(bǔ)貼水平的門檻效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資（IFDI）對我國創(chuàng)新能力的影響存在明顯的地方財(cái)政科技補(bǔ)貼水平的門檻效應(yīng)：第一，在科技研發(fā)投入還沒有跨越門檻值時(shí)，外商直接投資（IFDI）對我國創(chuàng)新能力提升有負(fù)向影響；第二，在政府科技研發(fā)資金投入跨越門檻值后，外商直接投資（IFDI）促進(jìn)我國創(chuàng)新能力提高的作用顯著；第三，我國沒有跨越地方財(cái)政科技補(bǔ)貼水平門檻的省份所占比例還相當(dāng)大，2019 年跨越了政府科技研發(fā)資金投入門檻的地區(qū)僅有安徽、北京、江蘇、浙江、上海、天津、山東、廣東、湖北九個(gè)省市。

上述結(jié)論有如下啟示與建議：

第一，中國長期以來依賴我國在國際分工中的比較優(yōu)勢和國外的先進(jìn)技術(shù)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高速增長。我國十四五規(guī)劃提出“建成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)”的新發(fā)展格局，這要求我們持續(xù)減少外資準(zhǔn)入限制，加強(qiáng)建設(shè)公平透明的營商環(huán)境，確保外資企業(yè)在中國市場內(nèi)公平競爭發(fā)展。但同時(shí)，我們要培養(yǎng)自己的技術(shù)優(yōu)勢，不斷提高我國的自主研發(fā)強(qiáng)度。

第二，在沒有跨越政府科技研發(fā)資金投入門檻的地區(qū)，政府要為這些地區(qū)的科研活動提供合理的財(cái)政支持，以資金的形式對科技活動進(jìn)行補(bǔ)貼，通過優(yōu)惠政策鼓勵(lì)科研人才向這些地區(qū)流動。政府對科技研發(fā)的扶持力度體現(xiàn)的是政府對科技的重視程度，地方財(cái)政科技補(bǔ)貼水平強(qiáng)度越大，F(xiàn)DI技術(shù)溢出越有利于經(jīng)濟(jì)增長，且效果顯著。

第三，從區(qū)域視角看，我國東部省、市、自治區(qū)普遍跨越科技研發(fā)投入門檻，而中西部省、市、自治區(qū)基本未能跨越門檻。我國要制定差異化地區(qū)與產(chǎn)業(yè)政策，鼓勵(lì)外資注入中西部發(fā)展地區(qū)，進(jìn)而充分利用IFDI技術(shù)溢出來促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。同時(shí)發(fā)揮IFDI技術(shù)溢出前向、后向關(guān)聯(lián)作用，進(jìn)而拉動關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)型。