廖奇云 余建萍 廖于樂

摘要：基于我國省、直轄市（港澳臺(tái)、西藏除外）2003-2017年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用門檻回歸分析方法，實(shí)證研究外商直接投資對(duì)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新影響效果是否具有房?jī)r(jià)門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明，其影響具有雙重房?jī)r(jià)門檻效應(yīng)?？傮w而言，外商直接投資的確對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了積極影響。從區(qū)域差異化房?jī)r(jià)水平來看，在房?jī)r(jià)水平較低和較高的區(qū)域，外商直接投資對(duì)地區(qū)創(chuàng)新的促進(jìn)作用低于房?jī)r(jià)水平適中區(qū)域。

關(guān)鍵詞：房?jī)r(jià);外商直接投資;創(chuàng)新;門檻回歸

中圖分類號(hào)：F293 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B

文章編號(hào)：1001-9138-（2019）09-0017-21 收稿日期：2019-07-29

1引言

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是國家實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展的重要手段。技術(shù)創(chuàng)新一方面是通過自主創(chuàng)新來實(shí)現(xiàn)，一方面則是學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)。外商直接投資帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)是國家技術(shù)進(jìn)步的重要來源，現(xiàn)有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)于東道國的創(chuàng)新影響主要體現(xiàn)在如下幾個(gè)方面：①促進(jìn)效應(yīng)。范承澤等基于世界銀行對(duì)于中國公司的調(diào)查數(shù)據(jù)，得出FDI在某個(gè)行業(yè)的投資能夠提高東道國在其對(duì)應(yīng)行業(yè)的自主創(chuàng)新能力結(jié)論。②抑制效應(yīng)。馬瑞超等人運(yùn)用系統(tǒng)GMM廣義距估計(jì)研究發(fā)現(xiàn)，從整體上看，目前我國吸收的外商直接投資不僅抑制創(chuàng)新溢出效應(yīng)，還會(huì)產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出。③雙重效應(yīng)。王艷麗利用我國各省面板數(shù)據(jù)，基于門檻模型和杜賓模型實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)受人力資本和環(huán)境規(guī)制兩方面影響。

從前人研究成果中可以得出：由外商直接投資帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)不僅因行業(yè)而異，也與企業(yè)的技術(shù)實(shí)力和地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)密切相關(guān)。在以往的研究中，少有學(xué)者將過快上漲的房?jī)r(jià)納入到外商直接投資與地區(qū)創(chuàng)新的相關(guān)研究中。事實(shí)上，快速上漲的房?jī)r(jià)給外商直接投資和技術(shù)創(chuàng)新均帶來了雙重影響。房?jī)r(jià)對(duì)外商直接投資通過收入效應(yīng)和擠占效應(yīng)產(chǎn)生影響。一方面，快速上漲的房?jī)r(jià)提高了企業(yè)的生產(chǎn)成本，驅(qū)使外資企業(yè)退出中國市場(chǎng)，降低了外商直接投資流人中國，產(chǎn)生負(fù)向影響;另一方面，由于地產(chǎn)行業(yè)高額的回報(bào)率以及良好的市場(chǎng)預(yù)期，促使外資企業(yè)加大房地產(chǎn)市場(chǎng)投資。與此同時(shí)，房?jī)r(jià)也通過信用緩解效應(yīng)和擠出效應(yīng)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，地產(chǎn)行業(yè)高額的投資收益率吸引了大量的資金，擠占了企業(yè)的研發(fā)資金，造成資源錯(cuò)配，抑制企業(yè)創(chuàng)新能力的提高，進(jìn)而抑制地區(qū)整體創(chuàng)新水平;但適度的房地產(chǎn)泡沫會(huì)提高抵押資產(chǎn)價(jià)值，使企業(yè)能獲取更多的信貸資源，緩解融資約束，產(chǎn)生正向影響。

本文將房?jī)r(jià)因素納入考慮范圍的同時(shí)，分析外商直接投資對(duì)地區(qū)創(chuàng)新的影響。現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從線性模型的條件下研究FDI與地區(qū)創(chuàng)新能力的關(guān)系，為使考察結(jié)果更真實(shí)準(zhǔn)確，需要對(duì)不同地區(qū)進(jìn)行具體的分組研究。在人為分組的情況下，根據(jù)某種指標(biāo)將數(shù)據(jù)劃分為幾個(gè)階段或幾個(gè)區(qū)域，必然會(huì)引起較大的主觀偏誤，為克服這個(gè)誤差，本文采用門檻模型，其分組的指標(biāo)即門檻值完全由樣本數(shù)據(jù)決定，不受主觀因素干擾。故本文以區(qū)域房?jī)r(jià)作為門檻變量，利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析在不同房?jī)r(jià)水平下，實(shí)證研究外商直接投資影響區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的門檻效應(yīng)，并據(jù)此為我國房地產(chǎn)調(diào)控和地方招商引資提供相應(yīng)的政策建議。

2研究方法和模型說明

2.1模型方法

（1）確定門檻值

在式（1）中，yit表示被解釋變量，xit表示解釋變量，qit表示門檻變量，λ為待估計(jì)的門檻值。門檻值的估計(jì)依據(jù)取決于門檻變量樣本中能使式（1）的殘差平方和取最小值時(shí)的變量值。

（2）顯著性檢驗(yàn)

該模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)的目的在于，檢驗(yàn)由自抽樣法得到的門檻值劃分出的兩個(gè)區(qū)間的估計(jì)參數(shù)是否顯著不同。假設(shè)如下：不存在門檻值的原假設(shè)為Ho：β1=β2，備擇假設(shè)為H1：β1≠β2，構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

So表示原假設(shè)條件下的殘差平方和，S1表示備擇假設(shè)條件下的殘差平方和，采用自抽樣法計(jì)算，可以避免不存在門檻值的情況下，某些樣本就無法識(shí)別的問題。

（3）確定置信區(qū)間

如果拒絕了原假設(shè)，則認(rèn)為存在門檻值，需要確定該門檻值的置信區(qū)間。即提出原假設(shè)Ho：λ=λo，其中，λo為真實(shí)值，其似然比統(tǒng)計(jì)量可表示為：

若在式（3）中拒絕原假設(shè)，證明至少存在一個(gè)門檻值，為檢驗(yàn)是否存在多個(gè)門檻值，在第一個(gè)門檻值已知的條件下，需按上述方法，繼續(xù)檢驗(yàn)，直到無法拒絕接受原假設(shè)為止。因此，本文以房?jī)r(jià)為門檻變量，探究FDI對(duì)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新影響過程中房?jī)r(jià)扮演的角色。參考Hansen（2000）的關(guān)于單一門檻模型的介紹，設(shè)定雙重門檻模型如下：

其中，i代表省份，t代表年份;a為相應(yīng)變量的估計(jì)系數(shù)，I（·）是一個(gè)指示函數(shù)，若括號(hào)中的條件成立，則I取1，反之，I取o，ui是反映地區(qū)的個(gè)體效應(yīng);εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)，λ為特定的門檻值，x代表控制變量的集合，具體指進(jìn)出口貿(mào)易額，人均GDP，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資本。

2.2數(shù)據(jù)說明

由于目前本文選取的有些變量2018年數(shù)據(jù)暫未披露，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2003-2017年我國30個(gè)省、直轄市（港澳臺(tái)、西藏除外）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)研究，參考已有文獻(xiàn)的相關(guān)研究，本文相關(guān)變量的選取和數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理如表1所示。

3實(shí)證分析

3.1門檻個(gè)數(shù)檢驗(yàn)

本文以各省房?jī)r(jià)作為門檻變量，采用自抽樣法進(jìn)行門檻個(gè)數(shù)檢驗(yàn)。表2報(bào)告了根據(jù)基于500次自抽樣得到的以房?jī)r(jià)為門檻變量的門檻個(gè)數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)表2結(jié)果顯示：在l%的顯著水平下，單門檻和雙重門檻模型均通過檢驗(yàn)，而三重門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果不顯著。相較于單一門檻模型而言，采用雙門檻模型能減少自由度，故在實(shí)證檢驗(yàn)FDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新能力影響的房?jī)r(jià)門檻效應(yīng)時(shí)，選擇雙門檻模型。

對(duì)雙門檻模型的兩個(gè)門檻值估計(jì)結(jié)果如表3所示，門檻值分別為8.0203和8.4632，這兩個(gè)門檻值將我國各省市的商品房平均銷售價(jià)格分成三個(gè)區(qū)間。兩個(gè)門檻值的似然比函數(shù)圖分別如圖1、圖2所示。其中，Y軸是似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR值，x軸為門檻變量，虛線為95%顯著性參考線，其值為7.35。門檻估計(jì)值是LR值趨于0時(shí)所對(duì)應(yīng)的λ值，其置信區(qū)間由LR值在虛線下方時(shí)所對(duì)應(yīng)λ值構(gòu)成的區(qū)間。

3.2門檻回歸結(jié)果

FDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新影響的房?jī)r(jià)門檻效應(yīng)實(shí)證研究結(jié)果如表4所示?？傮w而言，各省的FDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新都存在一定的促進(jìn)作用，且均在1%的水平下顯著。但在不同的房?jī)r(jià)水平下，其作用效果存在明顯差異。當(dāng)房?jī)r(jià)水平低于門檻值8.0203時(shí)，F(xiàn)DI對(duì)當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)創(chuàng)新影響的作用系數(shù)為0.1064，當(dāng)房?jī)r(jià)水平的門檻值處于8.0203-8.4632區(qū)間時(shí)，其作用系數(shù)為0.1569，當(dāng)房?jī)r(jià)水平門檻值高于8.4632時(shí)，作用系數(shù)稍稍降低至0.1338，說明房?jī)r(jià)水平適中的區(qū)間內(nèi)，F(xiàn)DI對(duì)當(dāng)?shù)丶夹g(shù)創(chuàng)新水平的促進(jìn)作用最為明顯。

通過對(duì)數(shù)據(jù)分析梳理發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)水平較低的區(qū)域主要包括內(nèi)蒙、貴州、云南、甘肅等中西部地區(qū)。由于地域的限制，這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后，且這類地區(qū)主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)是勞動(dòng)密集型而非技術(shù)密集型，整體創(chuàng)新意識(shí)不足，缺乏良好的吸引外商直接投資的基礎(chǔ)能力，導(dǎo)致FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)不明顯。房?jī)r(jià)水平適中的一些區(qū)域包括天津、浙江、江蘇、福建等地區(qū)，這些地區(qū)擁有良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，高校眾多，人力資本存量豐厚，外商直接投資所產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)示范效應(yīng)，都能很快被吸收。這類地區(qū)增加對(duì)外商直接投資的吸引力度將會(huì)產(chǎn)生明顯技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。房?jī)r(jià)較高區(qū)域如上海、北京等地，外商直接投資對(duì)這些地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平的促進(jìn)效應(yīng)略低于房?jī)r(jià)水平適中的地區(qū)。這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，但是過高的房?jī)r(jià)可能在某種程度上對(duì)該地區(qū)創(chuàng)新資金的投入產(chǎn)生擠占效應(yīng)，并且也會(huì)對(duì)人力資本的區(qū)域分布產(chǎn)生一定的影響，從而降低外商直接投資對(duì)該地區(qū)的創(chuàng)新促進(jìn)作用。此外，其他變量回歸的系數(shù)顯示，進(jìn)出口貿(mào)易額、人力資本水平和人均GDP的系數(shù)分別是0.1224、0.7196和0.1858，均在1%的顯著水平上對(duì)地區(qū)創(chuàng)新有促進(jìn)作用。進(jìn)出口貿(mào)易可以促進(jìn)本地區(qū)與外部的技術(shù)交流，地區(qū)發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)水平和擁有的人力資本能夠快速的吸收和消化知識(shí)，并轉(zhuǎn)變?yōu)橐欢ǖ膭?chuàng)新能力。人力資本能最大程度的促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新水平，意味著加大教育投入，加強(qiáng)人才培養(yǎng)已成為促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新水平最直接也是最有效的措施之一。

4結(jié)論與政策建議

本文參考Hansen（1999）面板門檻模型，基于我國各省、直轄市（港澳臺(tái)、西藏除外）2003-2017年的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究FDI對(duì)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的影響效果是否受該地區(qū)房?jī)r(jià)水平影響。研究發(fā)現(xiàn)，確實(shí)存在雙重房?jī)r(jià)門檻效應(yīng)：第一，在各個(gè)房?jī)r(jià)區(qū)間，外商直接投資均對(duì)我國創(chuàng)新能力有促進(jìn)作用，但房?jī)r(jià)適中區(qū)域的促進(jìn)作用最為明顯。第二，在回歸分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，各控制變量中，人力資本對(duì)我國創(chuàng)新水平的提高促進(jìn)效果最大，其門檻正向促進(jìn)系數(shù)最高。第三，我國各地區(qū)房?jī)r(jià)呈不斷上升趨勢(shì)、長(zhǎng)此以往，將會(huì)有越來越多的省份跨越房?jī)r(jià)適中水平向高房?jī)r(jià)發(fā)展，將不利于我國技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。

據(jù)上述結(jié)論，政策啟示主要體現(xiàn)如下：

一、加強(qiáng)建設(shè)公平競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境，提高外商引入質(zhì)量。建立公平公正的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，鼓勵(lì)引導(dǎo)競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的良性循環(huán)，加強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資企業(yè)的引進(jìn)，優(yōu)化引進(jìn)外資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，才能最大限度地提高外商直接投資對(duì)我國技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

二、鼓勵(lì)企業(yè)加大R&D投入，拓寬企業(yè)融資渠道。地方政府可為自主創(chuàng)新的企業(yè)提供優(yōu)惠政策和技術(shù)公共服務(wù)平臺(tái)，如給予自主創(chuàng)新型企業(yè)經(jīng)費(fèi)補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等政策，鼓勵(lì)企業(yè)研發(fā)投入。同時(shí)，加快建設(shè)完善的金融體系，搭建商業(yè)銀行及開放業(yè)務(wù)的外資銀行與從事自主創(chuàng)新企業(yè)合作的橋梁，使企業(yè)能獲取足夠的創(chuàng)新研發(fā)資金。

三、因城施政，一城一策，在房住不炒的主基調(diào)下，落實(shí)長(zhǎng)效機(jī)制，采取各種政策工具進(jìn)行樓市調(diào)控時(shí)，充分考慮不同地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度。在房?jī)r(jià)水平較低的三四線城市，嚴(yán)控增量，引導(dǎo)人口和公共資源進(jìn)入，提升城市整體人力資本水平。在房?jī)r(jià)水平較高的區(qū)域，發(fā)展和完善共有產(chǎn)權(quán)住房，加快完善租購并舉的住房保障體系。

四、加大人才引進(jìn)力度，完善落戶政策。地方政府可以出臺(tái)系統(tǒng)完善、政策優(yōu)惠、操作性強(qiáng)的人才引進(jìn)方案，采用“柔性引進(jìn)”的靈活方式，打破體制機(jī)制限制，引進(jìn)優(yōu)秀通用人才。