FDI對我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響

1、    fdi對我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的影響    鄧楊勇 辛欽杰 王葉燕摘要：本文以“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九省20002011年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，依據(jù)創(chuàng)新能力的差異將內(nèi)地九省劃分為兩類地區(qū)，研究了外商直接投資（fdi）對“泛珠三角區(qū)域”整體的技術(shù)溢出效應(yīng)，以及高、低創(chuàng)新能力地區(qū)溢出效應(yīng)的差異。研究結(jié)果表明：fdi對泛珠三角區(qū)域整體具有較顯著的正向技術(shù)溢出效應(yīng)；就三種不同層次的專利申請量而言，對于高創(chuàng)新能力地區(qū)，fdi對發(fā)明專利申請量的促進(jìn)作用最為顯著，而對于低創(chuàng)新能力地區(qū)，fdi對實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量的溢出效應(yīng)較顯著。關(guān)鍵詞：fdi；技術(shù)創(chuàng)新；地

2、區(qū)差異；創(chuàng)新層次一、引言技術(shù)創(chuàng)新之于一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展有著舉足輕重的作用，中國自確立改革開放的方針以來，積極投身于國際投資活動，吸引了大量fdi，彌補(bǔ)國內(nèi)建設(shè)資金不足的同時(shí)也促進(jìn)了中國的技術(shù)進(jìn)步。1983年，中國的fdi為92億美元，而到2011年，中國的fdi已達(dá)11601億美元，增長126倍，年均增長率為158%，fdi有了非常大的增長?！胺褐槿菂^(qū)域”（指沿珠江流域的廣東、福建、江西、廣西、海南、湖南、四川、云南、貴州9省以及香港、澳門兩個(gè)特別行政區(qū)），作為我國一個(gè)極具增長潛力的經(jīng)濟(jì)區(qū)域，吸收了我國近一半的fdi。從近幾年的數(shù)據(jù)來看，2004年泛珠三角區(qū)域（不含港澳）fdi僅占全國

3、的341%，2006年實(shí)際利用fdi達(dá)到3016億美元，占到了全國的434%，而2011年的fdi則占到了全國的511%，整體上保持著上升態(tài)勢。同時(shí)不可忽視的是，“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九?。ㄒ韵潞喎Q為“內(nèi)地九省”）的fdi存在較大差異。廣東省吸收的fdi遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其他省份，2001年占全國比重的317%，之后呈現(xiàn)下降趨勢，2011年占全國比重的188%，該區(qū)域內(nèi)其他省份吸收的fdi比重上升；同時(shí)該區(qū)域其他省份之間也存在相應(yīng)的差異，因此有必要對該區(qū)域的省份進(jìn)行分層分析。鑒于以上背景，本文對“泛珠三角區(qū)域”內(nèi)地九省20002011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究fdi對該區(qū)域整體的技術(shù)溢出效應(yīng)以及區(qū)域內(nèi)部溢

4、出效應(yīng)的差異，并結(jié)合實(shí)證分析結(jié)果提出政策建議。二、文獻(xiàn)綜述自從hymer（1960）開創(chuàng)了以fdi為對象的研究領(lǐng)域以來，其溢出效應(yīng)問題成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。多年來國內(nèi)外學(xué)者針對不同的研究背景、目的和側(cè)重點(diǎn)，在外溢效應(yīng)的性質(zhì)、門檻效應(yīng)、地區(qū)和行業(yè)差異等方面進(jìn)行了大量的實(shí)證分析，但是學(xué)者們對fdi外溢效應(yīng)的顯著性和作用方向還未能達(dá)成一致意見。大部分國外學(xué)者的研究成果認(rèn)為，流入發(fā)達(dá)國家的fdi對東道國的企業(yè)一般具有正向的溢出效應(yīng)（caves，1974；globerman，1979），如 caves（1974）利用加拿大和澳大利亞制造業(yè)的行業(yè)層面數(shù)據(jù)對fdi的溢出效應(yīng)進(jìn)行的研究表明，加拿大制造業(yè)中當(dāng)?shù)?/p>

5、企業(yè)利潤率與行業(yè)內(nèi)的外資份額正相關(guān)，而澳大利亞制造業(yè)中勞動生產(chǎn)率與行業(yè)內(nèi)的外資份額也呈現(xiàn)正相關(guān)。隨后的十幾年間各學(xué)者對英國的研究、對希臘的研究也都發(fā)現(xiàn)了fdi的正向溢出效應(yīng)。而流入發(fā)展中國家的fdi則難以確定其溢出效應(yīng)的正負(fù)性，如barry（2001）運(yùn)用1990到1998年間企業(yè)面板數(shù)據(jù)考察了愛爾蘭制造業(yè)，研究認(rèn)為由于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)和跨國公司之間在勞動力市場上的過度競爭，導(dǎo)致了大量負(fù)向溢出效應(yīng)。damijan（2003）運(yùn)用1994到1998年間的制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)對8個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家進(jìn)了研究，結(jié)果表明上述國家不存在明顯溢出效應(yīng)。在這類研究中，研究者大多分析fdi對東道國企業(yè)勞動生產(chǎn)效率的影響，較少

6、單純涉及fdi對東道國技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。目前關(guān)于fdi對中國技術(shù)溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)中，主要有三種研究結(jié)論：第一：fdi對我國研發(fā)活動和技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用：王紅領(lǐng)等 （2005）使用行業(yè)數(shù)據(jù)分析了fdi對我國民族企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，研究表明fdi的進(jìn)入促進(jìn)了內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)；王鵬和張劍波（2012）以泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，依據(jù)創(chuàng)新能力將其分為兩類地區(qū)，研究結(jié)果顯示：fdi能夠顯著擴(kuò)大高創(chuàng)新能力地區(qū)的產(chǎn)出規(guī)模，并對低創(chuàng)新能力地區(qū)產(chǎn)出的規(guī)模及層次均有正向影響；第二：fdi不利于我國技術(shù)創(chuàng)新能力的提高：冷民（2005）以臺灣微電子產(chǎn)業(yè)作為案例，認(rèn)為fdi只能是發(fā)展中東道國提升自主創(chuàng)新能

7、力的一種輔助途徑，真正自主創(chuàng)新能力的形成來自于自身（如政府的中長期計(jì)劃引導(dǎo)、研發(fā)機(jī)構(gòu)和大學(xué)的前期技術(shù)支撐、高素質(zhì)人才隊(duì)伍）而非fdi；第三：fdi對我國技術(shù)創(chuàng)新能力的影響是復(fù)雜的：fdi是促進(jìn)還是抑制國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)類型等因素有關(guān)。冼國明和嚴(yán)兵（2005）利用1998-2003年省際層面的相關(guān)數(shù)據(jù)研究fdi的溢出效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明外資對我國的技術(shù)創(chuàng)新水平有正向的促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在一些較低層次的技術(shù)創(chuàng)新，尤其是在外觀設(shè)計(jì)專利上。對東、中、西部地區(qū)的進(jìn)一步分析表明，我國中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還未跨越促使外資產(chǎn)生顯著正面促進(jìn)效應(yīng)的發(fā)展門檻；馬占良（2012）利

8、用20002009年中國長三角兩省一市的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了fdi對中國長三角地區(qū)以專利申請量衡量的技術(shù)創(chuàng)新能力的影響各有差異，其中江蘇省fdi對專利申請量的影響顯著，有明顯的促進(jìn)作用，上海和浙江省的fdi對專利申請量的影響不顯著。綜合國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，本文認(rèn)為：關(guān)于fdi對東道國勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率的技術(shù)溢出效應(yīng)研究比較成熟，已經(jīng)形成了一套普遍認(rèn)可的方法與模型，然而關(guān)于fdi溢出效應(yīng)的研究，結(jié)論不一致，這實(shí)際上反映了fdi溢出效應(yīng)現(xiàn)象的復(fù)雜性和外資企業(yè)的多樣化特征。另一方面，關(guān)于中國fdi溢出效應(yīng)的研究，大多是將中國作為一個(gè)整體來研究fdi的技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)，而卻很少研究 fdi 對某一區(qū)

9、域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。我國幅員遼闊，各經(jīng)濟(jì)區(qū)域在自然資源稟賦、市場開放程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面存在較大差距，因此將我國作為一個(gè)整體研究會失去實(shí)踐價(jià)值，研究fdi對我國某經(jīng)濟(jì)區(qū)域的影響有較大的現(xiàn)實(shí)意義。三、實(shí)證分析本文首先基于灰色關(guān)聯(lián)度將內(nèi)地九省分為高創(chuàng)新能力地區(qū)和低創(chuàng)新能力地區(qū)，利用20002011年的數(shù)據(jù)構(gòu)建fdi溢出效應(yīng)模型，分別對兩個(gè)區(qū)域和整個(gè)區(qū)域的外商直接投資與技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)系進(jìn)行分析。（一） 基于灰色關(guān)聯(lián)度的泛珠三角區(qū)域創(chuàng)新能力分類由于開放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、和人力資本等條件的差異，加之泛珠三角區(qū)域幅員遼闊，內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力十分不均衡，這表現(xiàn)在創(chuàng)新能力的指標(biāo)專利總量、發(fā)明專利申請量

10、、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量的數(shù)值上。本文參照王鵬（2012）的做法，將內(nèi)地九省20002011年間專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量分別加總，得到表1-1。通過計(jì)算，累計(jì)申請量最大的廣東省和最小的海南省之間，專利總量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量的比值分別為122、70、110、217，表明內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力存在巨大差異。創(chuàng)新能力的差異同時(shí)也意味著吸收能力的差異，則fdi的溢出效應(yīng)也可能有所不同：由于吸收能力較高，fdi的流入可能會對某些地區(qū)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)，而對某些低吸收能力地區(qū)有則可能并不顯著，甚至?xí)谝欢ǔ潭壬蠜_擊本地的創(chuàng)新能力。因此有必要

11、建立灰色關(guān)聯(lián)度綜合評價(jià)模型，對內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力進(jìn)行綜合評價(jià)，并將泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省區(qū)劃分為不同的地區(qū)進(jìn)行比較研究。表1-1 內(nèi)地九省20002012年累計(jì)申請量地區(qū)專利總量發(fā)明實(shí)用新型外觀設(shè)計(jì)福建146649263126160758730江西44975122562117711542湖南139121407646142636931廣東102274823655630299483201廣西4000610816199229268海南8347336927532225四川220422450918012795204貴州3300010008151367856云南39647134821552810637注：數(shù)

12、據(jù)來源：歷年中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒。基于灰色關(guān)聯(lián)度計(jì)算出來的內(nèi)地九省的綜合得分與排名如下表所示：表1-2 內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力綜合得分和排名地區(qū)福建江西湖南廣東廣西海南四川貴州云南綜合得分6818661168451066006528699165866603排名453179286圖1-1 內(nèi)地九省的創(chuàng)新能力綜合得分及排名廣東省的創(chuàng)新能力綜合得分為10分，遠(yuǎn)高于其他八省，而其他八省的綜合得分差距較小。把廣東省單獨(dú)分為一類地區(qū)會失去面板數(shù)據(jù)模型的優(yōu)勢，因此本文以68的綜合得分為界，平衡每個(gè)分區(qū)的成員數(shù)量，把廣東、四川、湖南、福建劃歸為高創(chuàng)新地區(qū)，其他省份則為低創(chuàng)新區(qū)。如下表所示：表1-3 泛珠三角區(qū)域創(chuàng)新能

13、力分類結(jié)果創(chuàng)新能力類別省 份高創(chuàng)新能力地區(qū)廣東、四川、湖南、福建低創(chuàng)新能力地區(qū)江西、云南、廣西、貴州、海南（二）面板數(shù)據(jù)模型的建立和數(shù)據(jù)來源1模型的構(gòu)建為了估計(jì)fdi對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，本文選擇泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省的專利申請量來表征技術(shù)創(chuàng)新能力。專利有三種類型：發(fā)明專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)，相對于實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)來說，發(fā)明專利是技術(shù)含量最多、層次最高的技術(shù)創(chuàng)新，而專利申請總量是發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量的總和。為了研究fdi對不同專利申請量的影響，本文把專利申請總量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量分別作為模型中代表技術(shù)創(chuàng)新水平的指標(biāo)，即被解釋變量。衡量f

14、di水平的指標(biāo)則選擇“外商實(shí)際直接投資額”。將技術(shù)創(chuàng)新能力視為一種產(chǎn)出，則可以構(gòu)建創(chuàng)新產(chǎn)出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：yit=asiteitfitexithit（1）同時(shí)對兩邊取對數(shù)得到：lnyit=a+lnsit+lneit+lnfit+lnexit+lnhit+it（2）其中各符號的含義是：y表征各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平，分別用專利總量、發(fā)明申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量來表示；s表示r&d;人員數(shù)；e表示r&d;經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出；f表示外商實(shí)際直接投資額；ex用進(jìn)出口總額與其gdp的比值來表示，反映外貿(mào)依存度；h表示人力資本存量，作為一種重要的fdi吸收能力，對fdi的溢出效

15、應(yīng)產(chǎn)生重要影響。本文采用barro和lee（1993）提出的勞動力平均受教育年限來近似計(jì)算內(nèi)地九省20002011年的人力資本存量。計(jì)算公式為：h=小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16；是隨機(jī)誤差項(xiàng)，i表示各省，t表示各年。2指標(biāo)數(shù)據(jù)來源本文選擇泛珠三角區(qū)域內(nèi)地九省20002011年共12年的面板數(shù)據(jù)來分析fdi對技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。內(nèi)地九省的各類型專利的申請量、r&d;人員數(shù)、r&d;經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出整理自20012012年的中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒；外商實(shí)際直接投資額（fdi）取自各年度各省的統(tǒng)計(jì)年鑒，以“萬美元”

16、為單位計(jì)價(jià)；進(jìn)出口總額和gdp的數(shù)據(jù)取自于各年度的中國統(tǒng)計(jì)年鑒，外貿(mào)依存度由進(jìn)出口總額/gdp計(jì)算得到；各省受教育程度構(gòu)成比重取自各年度的中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒，再由勞動力平均受教育年限法計(jì)算人力資本存量。面板數(shù)據(jù)具有兩維性，在采用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建模型時(shí)有必要首先對模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗(yàn)。在運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析時(shí)，通常包括兩種模型： 固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，我們通常采用hausman檢驗(yàn)對模型的設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)。由于隨機(jī)效應(yīng)模型要求截面?zhèn)€數(shù)大于解釋變量的個(gè)數(shù)，而對高創(chuàng)新區(qū)和低創(chuàng)新區(qū)分別建立面板模型時(shí)，由于省份個(gè)數(shù)均不大于解釋變量個(gè)數(shù)，所以只能建立固定效應(yīng)模型。（三）實(shí)證檢驗(yàn)1泛珠三角區(qū)域整體的fdi溢出效應(yīng)

17、模型結(jié)果本論文的計(jì)量軟件為eviews60，首先對泛珠三角區(qū)域整體的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和回歸。計(jì)量結(jié)果如下表所示：表3-1 區(qū)域整體的fdi溢出效應(yīng)計(jì)量結(jié)果專利申請量發(fā)明申請量實(shí)用新型申請量外觀設(shè)計(jì)申請量常數(shù)項(xiàng)c-2439548（-27113*）-7319894（-78515*）-4607404（-45285*）-0825902（-05476）ln（s）-0067209（-10870）-0003461（-00355）-0068500（-10071）-0035504（-03127）ln（e）0583718（70868*）0926973（93672*）0622359（66981*）0400521

18、（27349*）ln（f）0209592（33948*）0014009（02029）0204438（30105*）0206346（18768*）ln（ex）-0135582（-13100）-0034039（-03273）-0248855（-21662*）-0040827（-02228）ln（h）0760313（25048*）1197824（22931*）1045622（30837*）0495662（09083）調(diào)整后的r209906089700987509774f統(tǒng)計(jì)量7409246187378755587703034613hausman值24747571222207954572377備注固定

19、隨機(jī)固定固定注：括號內(nèi)為t值，*、*、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，hausman表示固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)的hausman。備注欄為采用hausman檢驗(yàn)方法判斷適用的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。可以看出，fdi對區(qū)域整體的專利申請量、實(shí)用新型申請量的影響均在1%的水平上顯著，對外觀設(shè)計(jì)的影響在10%的水平上顯著，且fdi投入彈性分別為：0209、0204、0206，但對發(fā)明申請量沒有顯著影響。這表明相對于發(fā)明專利，實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利的技術(shù)含量較低，內(nèi)資企業(yè)較容易通過向外資企業(yè)學(xué)習(xí)和模仿來完成。r&d;人員數(shù)量對區(qū)域整體的技術(shù)創(chuàng)新能力的提高沒有顯著影響，而r&d;經(jīng)費(fèi)內(nèi)部

20、支出對區(qū)域整體的專利申請量、發(fā)明申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計(jì)申請量的影響都在1%的水平上顯著。這說明從泛珠三角區(qū)域整體來看，科研人員的科研效率普遍不高，技術(shù)創(chuàng)新水平的提升在很大程度上取決于科研經(jīng)費(fèi)的大量投入。外貿(mào)依存度對技術(shù)創(chuàng)新能力的提高存在負(fù)向作用，但普遍不具有顯著性。人力資本存量對區(qū)域整體的專利申請量、發(fā)明和實(shí)用新型申請量都有十分顯著的正向效應(yīng)，投入彈性系數(shù)分別為0760、1198、1046，可見人力資本存量對發(fā)明專利的促進(jìn)作用最大，但是對外觀設(shè)計(jì)申請量的影響不顯著。2高創(chuàng)新能力地區(qū)的fdi溢出效應(yīng)模型結(jié)果根據(jù)高創(chuàng)新能力地區(qū)的回歸結(jié)果，fdi對高創(chuàng)新能力地區(qū)的專利申請量、發(fā)明申請量以及

21、實(shí)用新型申請量都有顯著性影響，彈性系數(shù)分別為0188、0305、0202，其中對發(fā)明專利申請量的促進(jìn)作用最為顯著，但對外觀設(shè)計(jì)申請量無顯著性影響。本文認(rèn)為，高創(chuàng)新能力地區(qū)對fdi溢出效應(yīng)的吸收能力較強(qiáng)，與技術(shù)層次高的外資企業(yè)形成良性互動，因而在較高的層面上提高了技術(shù)創(chuàng)新能力，而外觀設(shè)計(jì)涉及的技術(shù)含量較少，高創(chuàng)新能力地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)可以較容易依靠自身的創(chuàng)新活動來完成。表3-2 高創(chuàng)新能力地區(qū)的fdi溢出效應(yīng)計(jì)量結(jié)果專利申請量發(fā)明申請量實(shí)用新型申請量外觀設(shè)計(jì)申請量常數(shù)項(xiàng)c-2924712（-25745*）-3509794（-10753）-8743875（-65043*）0384026（01782）l

22、n（s）0161730（12542）-0048774（-02900）0749686（32734*）0325646（17748*）ln（e）0596505（47520*）0683246（31362*）0050014（02456）0407452（22115*）ln（f）0188121（21601*）0305413（23359*）0201806（19570*）0090329（06239）ln（ex）0477523（24683*）0425419（16798）0501074（23830*）0916277（52692*）ln（h）0393194（09136）-0121251（-02148）3065409（

23、02456）-0306282（31747*）調(diào)整后的r209902098540963609833f統(tǒng)計(jì)量4844471322860315637192829176備注固定固定固定固定r&d;人員數(shù)量對高創(chuàng)新能力地區(qū)的實(shí)用新型申請量、外觀設(shè)計(jì)申請量有顯著性影響，但對專利申請量、發(fā)明申請量無顯著性影響。r&d;經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出對高創(chuàng)新能力地區(qū)的專利申請量、發(fā)明申請量、外觀設(shè)計(jì)申請量有顯著性影響，彈性系數(shù)全在04以上，但對實(shí)用新型申請量無顯著性影響，可見科研人員和科技經(jīng)費(fèi)支出較好的促進(jìn)了該區(qū)域創(chuàng)新能力的提高。 外貿(mào)依存度除了對高創(chuàng)新能力地區(qū)的發(fā)明申請量無顯著性影響外，對專利申請量、實(shí)用新型

24、申請量以及外觀設(shè)計(jì)申請量都具有顯著的促進(jìn)作用。這表明高創(chuàng)新能力地區(qū)的內(nèi)資企業(yè)不僅能夠較好地承受外資企業(yè)帶來的沖擊，并且開放度的提高可以顯著地提升技術(shù)創(chuàng)新能力。人力資本存量對高創(chuàng)新能力地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力幾乎無顯著性影響。3低創(chuàng)新能力地區(qū)的fdi溢出效應(yīng)模型結(jié)果表3-3 低創(chuàng)新能力地區(qū)的fdi溢出效應(yīng)計(jì)量結(jié)果專利申請量發(fā)明申請量實(shí)用新型申請量外觀設(shè)計(jì)申請量常數(shù)項(xiàng)c-1569121（-17427*）-5123169（-41768*）-3129451（-26086*）ln（s）-0016765（-02232）-0119581（-10754）-0094931（-09732）0048269（04312）l

25、n（e）0514000（52218*）0782354（57537*）0548975（43663）0418930（41618*）ln（f）0169303（27950*）0184365（20107*）0178795（20302*）0123009（17502*）ln（ex）-0279561（-21478*）-0166134（-10815）-0223138（-15091）-0288309（-24734*）ln（h）0432206（09679）0528404（10266）0927819（19428*）-0502591（-16512）調(diào)整后的r209547095630966707924f統(tǒng)計(jì)量139102911915331578775備注固定固定固定混合根據(jù)低創(chuàng)新能力地區(qū)的回歸結(jié)果，fdi對低創(chuàng)新能力地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力具有顯著的促進(jìn)作用，投入彈性系數(shù)分別為：0169、0184、0179、0123；在三種專利申請量中，對實(shí)用新型申請量及外觀設(shè)計(jì)申請量的促進(jìn)作用更顯著?？梢娤鄬τ诟邉?chuàng)新能力地區(qū)，低創(chuàng)新能力地區(qū)的企業(yè)對層次較高的技術(shù)創(chuàng)新能力不容易吸收，fdi主要是對層次較低的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生溢出效應(yīng)。 r&d;人員數(shù)量對低創(chuàng)新