基于面板門限模型檢驗FDI對企業創新能力的非線性效應

喬發棟，龐 麗，王 錚

（1.西安交通大學 經濟與金融學院，西安 710061；2.北京星地恒通信息科技有限公司，北京100192；3.鄭州大學 升達經貿管理學院，鄭州 451191）

1 企業創新能力的度量

度量企業創新能力的各種方法可以分為兩種類型:單一指標和復合指標。單一指標主要著重考慮企業創新能力特征的某一方面，使用能夠體現這一特征的指標來度量企業創新能力。復合指標使用的是一個指標體系，該指標體系是在對企業創新能力多方面特質相關因素進行綜合的基礎上形成的，它能比較全面得反映出企業創新能力的內涵。在單一指標方面，學者們大都考慮自我雇傭比率、所有權比率、企業家的創新活動、企業的進入退出率和市場參與創業的人數等指標。自我雇傭比率是自我雇傭者占勞動力的比率。Grilo和Irigoyen(2006)使用15個歐盟成員國和美國的調查數據，運用該指標探討了潛在和實際的企業創新能力。Yu(2008)、何予平(2006)等學者認為一個地區擁有較高的企業進入和退出比率，則說明該地區的企業家活動活躍，該地區的企業創新能力豐富，所以他們使用企業進入比率作為度量企業創新能力的指標。

由于企業創新能力是一個綜合的因素，因此許多學者在度量企業創新能力時使用復合指標。Covin和Slevin認為，“具有企業創新能力(Covin和Slevin將這種公司層面的企業創新能力稱之為企業姿態)的公司是愿意冒險的，有創新的，而且積極主動的”。他們認為應該將企業創新能力度量的重點放在獲取資源的困難程度上，企業家的創新能力體現在企業具有的創新性、開拓性和冒險性等企業行為。他們提出的C—S模型設計了如下幾個緯度和具體指標：外部變量，包括企業所處技術環境、環境的推動力、環境的阻力和企業在行業生命周期中所處的階段等分變量；決策變量，包括目標性決策和公司的商業運作和競爭策略兩個分變量；內部變量，包括高層管理價值觀和理念、組織資源和能力、組織文化和組織結構四個分變量；公司表現，包括增長和獲利兩個分變量，應用銷售增長率、資產回報和利潤—銷售比等財務指標衡量。

表1 企業創新能力指標體系

Brown和kirchhoff(2007)在C-S模型的基礎上加入了企業增長、環境的阻力、環境的貢獻、企業獲得資源的能力等幾個緯度。Robinson et al設計了創業態度傾向量表，使用75個問項提取了創新、成就感、自我激勵和個人控制四個維度。Lumpkin和Dess提出了創業導向的五個維度:自治性、創新性、冒險性、先動性和競爭侵略性。國內方面，陳忠衛(2006)首先提出創業團隊企業創新能力概念，并將創業團隊企業創新能力的本質特征提煉成四個維度:集體創新、分享認知、共擔風險、協作進取。歐雪銀(2007)從系統水平、個體水平、公司水平三個層次選取相關指標，建立了一個企業創新能力評價指標體系，并利用灰色關聯度系數方法測量了我國1995～2004的企業創新能力水平。蔡華、于永彥、蔣天穎（2009）分析表明，民營企業創新能力包含5個維度，分別是創新精神、學習精神、合作精神、敬業精神和責任精神。

衡量企業創新能力的指標變量對于本文的研究來說是十分重要的。在實際研究過程中，通過借鑒劉亮（2008）的研究工作，本文在C-S度量指標和GEM度量指標的基礎上建立了一套有關度量企業創新能力的指標體系。該指標體系從企業自身創新能力和企業環境創新能力兩個方面來度量企業創新能力。具體內容見表1。在建立上述指標體系之后，本文采用主成分分析法進行因子提取，使用1998至2010年的相關數據，在對指標體系中各變量進行分析、總結的基礎上，給企業創新能力的各因素賦值，從而測度了各地區企業創新能力的取值。

2 實證分析

2.1 模型設定

Hansen提出的面板門限（PTR）模型認為結構變化內生于經濟系統當中，并通過內生的方式，在模型中引入一個關于門限變量的示性函數以考慮截面異質性。當門限變量qit超越門限值γi時，模型發生結構性突變，模型按照門限值將不同的截面個體分割為不同的區制，每一個區間用不同的回歸方程表達，并分別估計得出各區制中自變量和因變量之間的關系，可以幫助我們捕捉變量間更為準確的關系。

因此本文建立的單門限面板門限模型為:

模型中的被解釋變量E是測度的是企業創新能力，解釋變量SK、SH分別表示對FDI質量有重要影響的物質資本投資率和人力資本投資率：解釋變量G作為制度性指標測度了政府固定資產投資額；解釋變量F表示地區人均實際利用的FDI，I(?)是示性函數，當括號中的條件成立時，I(?)取值為1，否則為0。根據門限變量qit小于或大于門限值γ，觀察值被分割為不同的區制。εit為隨機誤差項，具有零均值與同方差。為了進一步研究FDI與我國不同地區企業創新能力之間將呈現何種非線性關系以及FDI對東道國企業創新能力的影響是否會隨著地區經濟發展水平的變化而具有門限特征兩個問題，在本文的研究中，門限變量qit分別被設定為F和y。其中，門限變量設定為F用于研究上述非線性關系；門限變量設定為y用于研究是否具有門限特征。

如果考慮到存在兩個門限的情況，則模型將擴展為:

2.2 數據來源

本文使用《中國統計年鑒》、《新中國五十五年統計資料匯編》和《新中國六十年統計資料匯編》等數據，考察1998～2010年我國29個省市的經濟指標。考慮到相關省市數據的可得性問題，我們去掉了西藏與重慶。

2.3 結果分析

表2表明全國方程、中部方程和西部方程均存在雙門限效應，而東部方程僅存在單門限效應。計量結果分析如下：

表2 模型的門限效應檢驗

表3 以y為門限變量的模型估計結果

表4 以FDI為門限變量的模型估計結果①參照嚴冀、陸銘、陳釗(2005)的做法，本文將全部省市分為東部、中西部兩大地區來分別加以分析，具體來說東部地區包括：北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中西部地區包括：吉林、黑龍江、河北、內蒙古、山西、廣西、湖南、湖北、河南、安徽、江西、四川、云南、貴州、陜西、甘肅、青海、新疆、寧夏。

（1）全國范圍存在雙門限效應

從表3可以看出，兩個門限值都存在，分別是2635.39元和3421.94元。表明從全國范圍來看，FDI對企業創新能力的非線性作用因人均GDP水平的不同而呈現出顯著的雙門限效應。具體來說，這種雙門限效應表現為：當人均GDP低于2635.39元時，產生負面阻礙效應；當人均GDP高于2635.39元而低于3421.94元時，產生積極促進效應，并且隨著人均GDP的不斷增長，這種效應也在不斷提高；而當人均GDP高于3421.94元時，促進作用將出現明顯的躍升。

（2）東中西三大地區的門限效應

從表4可以看出，我國東部地區隨著FDI流入量的不斷增加，FDI對地區企業創新能力的影響具有明顯的單門限特征。在被門限值所分割的兩個子樣本區間內，FDI與地區企業創新能力之間均呈現正相關關系，但隨著FDI流入量的不斷增長，FDI對企業創新能力的促進作用在不斷減小。具體來說，東部地區的門限值是地區人均實際利用FDI194.41美元，當地區FDI流入量超過這一門限值后，FDI對企業創新能力的促進作用將會出現明顯的減弱。因此在東部，FDI對企業創新能力存在著邊際效應遞減的促進作用。原因在于，一是東部地區的市場化改革進行的相對徹底，市場機制在資源配置中起較大作用，因此有助于FDI通過競爭效應、示范效應與溢出效應會對地區企業家的競爭意識與創新創業精神產生較大的培育作用；二是東部地區人力資本積累比較好，人們的觀念相對開往，能夠較好地接受外來先進的思想觀念，因此能夠有效吸收FDI帶來的競爭精神與市場意識等先進思想，這對于企業創新能力的形成是有很大益處的；三是東部地區的經濟發展水平比較高，大部分省份已跨過FDI發揮積極作用的門限（人均GDP2635.39元），因此具備了吸收FDI外溢效應的良好基礎。至于促進作用會出現遞減現象，可能的原因是我國東部地區由于對外開放與市場化改革進程相對較早，地區企業創新能力水平已相對較高，FDI對企業創新能力所能發揮的促進作用已相對較小，所以才會現邊際效應遞減的情況。再者FDI一般會更多地進入第二、第三產業，而東部這兩個產業的發展水平相對較高，因此隨著FDI的不斷流入，我國企業與外資企業的差距會較快的縮小，使FDI競爭與示范效應發揮作用的空間逐漸變小。實證結果同時表明，在東部物質資本投資率對企業創新能力具有顯著的負面影響，而人力資本投資率和政府干預經濟的程度這兩個變量都會對企業創新能力具有顯著的積極影響。

我國中部地區隨著FDI流入量的不斷增加，FDI對地區企業創新能力的影響同樣具有門限特征。具體來說，中部地區的門限值分別為地區人均實際利用FDI7.53美元和9.53美元。如果地區人均實際利用FDI低于7.53美元，則具有抑制作用；地區人均實際利用FDI超過7.53美元之后，則存在促進作用。但當地區人均實際利用FDI超過9.53美元之后，FDI對企業創新能力的促進作用會減弱。實證結果說明，在中部地區，FDI的流入對地區企業創新能力的影響具有短期抑制和長期培育效應。之所以出現這種情況，是因為在FDI流入的初期，外資企業憑借其壟斷競爭優勢與超國民待遇在市場競爭中會對本土企業形成較大沖擊。由于FDI一般會進入第二、第三產業，而這兩個產業在中部地區的發展水平本身就相對較低，因此更加會受到較嚴重的沖擊，形成FDI對當地企業的擠出效應，減少企業家利潤，對企業創新能力具有打壓作用。并且在FDI流入初期，中部地區的經濟發展水平一般并未超過FDI發揮積極作用的門檻，因此并不具備高效消化吸收FDI溢出效應的基礎條件。同時由于中部地區人力資本積累水平相對較低，人們的思想觀念還相對保守，接受新觀念的能力不強，因此會對FDI發揮培育作用產生不利影響。但是，隨著FDI流入的不斷增加，在長期，FDI的正溢出效應會逐漸顯現出來，FDI的外溢效應會促進完善市場機制的形成，隨著市場化進程的加快，通過市場競爭，FDI會擠出低效率的企業并促進高效率企業的不斷涌現，地區的企業創新能力會逐漸被激發出來。隨著經濟發展水平的提高，人們觀念的不斷開放，對FDI外溢效應的吸收也會不斷增強，這也將有助于企業創新能力的培育。但是在經濟發展進程的不斷加快，企業競爭力的不斷提高，地區企業創新能力的快速形成的情況下，FDI發揮促進作用的空間也在逐漸變小，邊際效應也會逐漸減弱。實證結果同時表明，在中部物質資本投資率、人力資本投資率和政府干預經濟的程度都對企業創新能力存在顯著的促進作用。實證結果顯示我國西部地區同樣存在FDI對企業創新能力影響的門限效應。西部地區的門限值分別為地區人均實際利用FDI1.36美元和3.89美元。在地區人均實際利用FDI低于1.36美元這一區間，存在十分顯著的抑制作用；當地區人均實際利用FDI位于1.36～3.89美元這一區間時，同樣存在顯著的負向影響，但是抑制程度會有所下降；當地區人均實際利用FDI超過3.89美元之后，出現促進效應，但并不顯著的。西部地區的情況和中部地區的情況相似，同樣是在短期FDI對企業創新能力具有打壓作用，在長期會促進地區企業創新能力的培育。這主要是由于西部地區與中部地區在經濟發展水平、市場化程度、產業結構、人力資本積累水平以及人們思想觀念的開放程度等方面都比較接近。但是由于西部在上述幾方面都還相對比較落后，并未跨過FDI發揮積極作用的門檻，因此FDI對企業創新能力的形成所帶來的更多是負面沖擊，促進作用并不顯著，或者說西部地區還并未達到FDI顯著發揮外溢效應的階段。只有當西部在上述幾方面發展的更好時，才有可能更好地接受FDI的外溢效應。實證結果同時表明，在西部物質資本投資率、人力資本投資率和政府干預經濟的程度也同樣都對企業創新能力具有顯著的促進作用。

3 結論

本文的研究結論主要有以下兩點：第一，通過實證研究發現，從全國范圍來看，FDI對企業創新能力的非線性作用具有顯著的雙門限特征，并且只有當人均GDP超過3421.94元時，促進作用才會出現顯著的飛躍；第二，本文研究發現隨著地區FDI流入量的不斷變化，FDI與東中西三個地區企業創新能力的形成之間均呈現具有明顯門限特征的非線性關系。在東部地區，FDI對企業創新能力的形成發揮著邊際效應遞減的促進作用；在中部地區和西部地區，FDI對企業創新能力的影響均具有短期抑制和長期培育效應，并且在西部地區FDI的培育效應并不顯著。

根據上述分析結果，為了更好地規范FDI對企業創新能力的促進效應，從宏觀經濟整體層次上來說，應該努力提高全國人均GDP水平，為這種促進效應準備好必要的物質基礎。而從三大地區來看，應該根據各地區不同的門限特征來確定各自不同的引資發展戰略。東部地區應積極引導外資進入新產業、新領域，通過創新爭取實現領先世界的先進技術水平；而中西部地區應重點引進世界高水平的科學技術，通過創新努力實現對現有引進技術的消化吸收，使之追趕上世界領先的技術水平，最終實現我國整體創新能力的快速、穩定和可持續發展。

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