FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究

陳金鳳

(福建師范大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 福州 350117)

一、引 言

經(jīng)濟全球化的發(fā)展使得國際資本流動日趨自由化，外國直接投資(foreign direct investment，下文簡稱FDI)日益受到各國重視。改革開放至今，我國制定了一系列招商引資政策來積極吸引外資。外商帶來的資金和技術(shù)投資到經(jīng)濟活動中，直接影響經(jīng)濟效益。外商企業(yè)擁有較好的經(jīng)營模式和理念對我國本土企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生潛移默化的影響，也會對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。與此同時，隨著知識經(jīng)濟的出現(xiàn)及發(fā)展，傳統(tǒng)區(qū)域經(jīng)濟增長模式面臨嚴峻挑戰(zhàn)，知識經(jīng)濟條件下區(qū)域經(jīng)濟增長對傳統(tǒng)要素的依賴性逐漸降低，且逐漸隱退為區(qū)域環(huán)境的一部分，而技術(shù)創(chuàng)新的重要作用凸顯，成為決定區(qū)域經(jīng)濟增長的主要決定因素，技術(shù)創(chuàng)新是促進經(jīng)濟增長的重要推動力。國家“十三五”規(guī)劃指出要堅持把技術(shù)創(chuàng)新作為加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的重要支撐，當前我國正處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵時期，提升技術(shù)創(chuàng)新能力，對實現(xiàn)我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長具有重大意義。FDI與技術(shù)創(chuàng)新之間存在區(qū)域循環(huán)累積因果效應(yīng)，即FDI能在一定程度上推動技術(shù)創(chuàng)新，反過來，技術(shù)的不斷創(chuàng)新將進一步擴大FDI的進入。如何突出FDI和技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用，成為當前以及未來所面臨的重大難題。因此，研究我國不同省份、不同區(qū)域的FDI水平、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系具有較強的意義?；谖覈貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡事實，進一步研究不同區(qū)域的FDI是否對區(qū)域經(jīng)濟增長具有地域差異性影響，有利于更好地引導(dǎo)和利用FDI來減少地區(qū)經(jīng)濟增長差距，進一步促進地區(qū)經(jīng)濟協(xié)調(diào)持續(xù)發(fā)展。

二、文獻綜述與理論假設(shè)

1.文獻綜述

以FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長為研究對象，對相關(guān)文獻進行梳理。并對技術(shù)創(chuàng)新在FDI影響區(qū)域經(jīng)濟增長中的作用的相關(guān)理論假設(shè)作簡要分析。

(2)關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。學(xué)術(shù)界從不同理論、不同角度研究技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，大致都認為技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長有促進作用。熊彼特(Schumpeter)[9]從技術(shù)創(chuàng)新與資本主義經(jīng)濟周期角度探討技術(shù)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長的內(nèi)在機理，認為技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的源泉，并強調(diào)技術(shù)創(chuàng)新造成對生產(chǎn)資料需求的擴大會引起經(jīng)濟高速增長。陳英[10]將技術(shù)創(chuàng)新劃分為生產(chǎn)過程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新，認為生產(chǎn)過程創(chuàng)新能夠提高生產(chǎn)率，因而能推動經(jīng)濟增長；而產(chǎn)品創(chuàng)新是改變產(chǎn)品的質(zhì)量和差異性，對經(jīng)濟增長的推動作用不確定?；輼澌i[11]從技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出以及技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化三個方面研究了技術(shù)創(chuàng)新能力的區(qū)域差異；測算了技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長貢獻的區(qū)域差異性，得出區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的差異導(dǎo)致了技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長貢獻的區(qū)域差異性。何興邦[12]利用2000-2014年省際面板數(shù)據(jù)，實證考察技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)濟增長質(zhì)量效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，總體上技術(shù)創(chuàng)新顯著提升了中國綜合經(jīng)濟增長質(zhì)量。

(3)FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系?，F(xiàn)有研究中對FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長三者間關(guān)系的研究主要為FDI與技術(shù)進步對經(jīng)濟增長有促進作用。譬如宦梅麗等[13]認為FDI和技術(shù)進步在中國地區(qū)經(jīng)濟增長中扮演了積極的角色，發(fā)揮了正向促進作用。沈坤榮等[14]利用1987-1998年的數(shù)據(jù)進行實證分析，認為FDI能通過技術(shù)外溢促進中國經(jīng)濟增長，且兩者間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。陳柳等[15]認為本土的技術(shù)創(chuàng)新能力對中國經(jīng)濟增長具有顯著的正面作用，而FDI自身產(chǎn)生的外溢對經(jīng)濟增長的作用并不顯著，但FDI與人力資本的交互作用能促進經(jīng)濟增長。曾慧[16]認為FDI對經(jīng)濟增長的影響已由傳統(tǒng)的資本積累方式轉(zhuǎn)變?yōu)橥ㄟ^技術(shù)創(chuàng)新水平的提升進一步促進經(jīng)濟增長，且技術(shù)創(chuàng)新能力對我國中東西部地區(qū)FDI經(jīng)濟增長效應(yīng)存在顯著的地域差異性。

縱觀國內(nèi)外已有相關(guān)文獻，大部分研究主要聚焦于FDI、技術(shù)創(chuàng)新單獨對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，或?qū)DI作為中介變量分析了技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，忽略了FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。而本研究分析了技術(shù)創(chuàng)新在FDI影響區(qū)域經(jīng)濟增長中的作用，與現(xiàn)有研究視角有所不同，具有一定的意義。本文試圖將FDI、技術(shù)創(chuàng)新分別對于區(qū)域經(jīng)濟增長的影響進行綜合考察，全面分析三者間的影響關(guān)系，同時能在一定程度上解決因獨立性導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。選取2003-2017年中國30個(西藏、港澳臺除外)省域的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長的相關(guān)模型，實證分析FDI、技術(shù)創(chuàng)新及FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。

2.理論假設(shè)

以索洛為代表的新古典增長模型將技術(shù)作為經(jīng)濟增長外生變量，但其否認技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的決定性作用。新增長理論將技術(shù)進步視為內(nèi)生變量，認為技術(shù)進步是經(jīng)濟長期增長的內(nèi)生淵源，且技術(shù)創(chuàng)新源于單獨的研究開發(fā)部門。技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長具有“乘數(shù)”效應(yīng)。由于技術(shù)創(chuàng)新使區(qū)域主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)及區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)形成并在一定時期相對穩(wěn)定，技術(shù)創(chuàng)新使區(qū)域的增長極出現(xiàn)，該增長極像一個巨大磁場，不斷吸引周圍的各類生產(chǎn)要素，通過增長極的積聚作用使“磁場”磁性越來越強，強度越來越大，增長極的擴散作用越來越明顯。技術(shù)創(chuàng)新在FDI影響區(qū)域經(jīng)濟增長中的作用主要表現(xiàn)為：FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)能有效降低單個企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的風險，進而激勵企業(yè)增加研發(fā)投入并開展研發(fā)活動，從而促進經(jīng)濟增長。技術(shù)創(chuàng)新與FDI的關(guān)系與技術(shù)擴散的“絕對收斂”和“條件收斂”有關(guān)。

三、計量模型構(gòu)建

1.計量模型設(shè)定

為檢驗FDI、技術(shù)創(chuàng)新及FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。分別引入FDI的平方項及FDI與技術(shù)創(chuàng)新的交互項。同時,為避免出現(xiàn)異方差，同時增加結(jié)果的解釋性，對所有變量進行對數(shù)處理。具體模型構(gòu)建如下：

lnYit=β0+β1lnFDIit+β2lnTECit+β3lnFIXit+

β4lnINDit+β5lnGOVit+εit

基于有限元及試驗的發(fā)動機飛輪模態(tài)分 析 ……………………………………… 孟德健，張伯俊，董曉偉（32）

(1)

β3lnFIXit+β4lnINDit+β5lnGOVit+εit

(2)

lnYit=β0+β1lnFDIit+β2lnTECit+β3lnFIXit+

β4lnINDit+β5lnGOVit+β6lnFDIit.lnTECit+εit

(3)

式中,i表示省份(i=1,2,…,30)，t表示時間。β0代表常數(shù)項，Y為被解釋變量，表示區(qū)域經(jīng)濟增長；FDI和TEC為核心解釋變量，分別為外商直接投資和技術(shù)創(chuàng)新，F(xiàn)IX、IND、GOV為控制變量，分別為全社會固定資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、政府參與度，εit為隨機誤差項。

2.指標變量選取與描述

(1)被解釋變量。以人均GDP作為衡量區(qū)域經(jīng)濟增長指標，為消除物價因素對其造成的影響,計算以2000年為不變價格的各年度物價指數(shù)CPI,經(jīng)調(diào)整后獲取剔除價格變動的人均地區(qū)總產(chǎn)值。

(2)核心解釋變量。外商直接投資(FDI),FDI用各省(自治區(qū)、直轄市)外商直接投資額占其GDP的比重來度量?？紤]到各地區(qū)統(tǒng)計年鑒獲取的FDI數(shù)據(jù)是由萬美元表示的，因此先將FDI根據(jù)2003-2017每年相對應(yīng)的美元兌換人民幣的匯率進行轉(zhuǎn)換，再計算其與地區(qū)生產(chǎn)總值的占比得到FDI最終值。技術(shù)創(chuàng)新(TEC),本研究中技術(shù)創(chuàng)新指技術(shù)的自主創(chuàng)新，借鑒原毅軍等[17]的研究，用專利申請受理量來衡量技術(shù)創(chuàng)新水平。

(3)控制變量。固定資產(chǎn)投入(FIX)，固定資產(chǎn)投資是一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要影響因素，本文用全社會固定資產(chǎn)投資占GDP的比重來度量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化(IND)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向更合理和更高級的方向轉(zhuǎn)化，具體表現(xiàn)為第一產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)向第二、第三產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)轉(zhuǎn)換，由低技術(shù)復(fù)雜度向高技術(shù)復(fù)雜度轉(zhuǎn)換，由勞動和資源密集型向資本和技術(shù)密集型轉(zhuǎn)化。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化在一定程度上會影響區(qū)域經(jīng)濟增長，用第三產(chǎn)業(yè)增加值占第二產(chǎn)業(yè)增加值比重衡量。政府參與度(GOV)，政府參與度會間接對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，用各地區(qū)政府財政支出占各地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來度量。

3.數(shù)據(jù)說明

本文研究對象為FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取中國30個省份(西藏、港澳臺除外)2003-2017年不同指標的面板數(shù)據(jù)來分析。數(shù)據(jù)來自2004-2018年《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各省(自治區(qū)、直轄市)2004-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》，各變量描述性統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計特征

四、實證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

在模型估計前，為避免最終估計結(jié)果出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，需對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，因此本文對所涉及的相關(guān)研究變量進行單位根檢驗。目前檢驗面板數(shù)據(jù)單位根的方法主要包括 LLC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗，IPS檢驗、Fisher檢驗和Hadri LM檢驗。為保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用上述所有方法同時對各變量進行面板單位根檢驗(表2)，根據(jù)檢驗結(jié)果，將所有變量均視為平穩(wěn)變量。

表2 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

表3 全國面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

2.全國層面面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果與分析

由于本文面板數(shù)據(jù)的時間維度為15年，截面維度為30個省份，即時間維度T小于截面維度n，屬于短面板問題，故采用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。根據(jù)前文構(gòu)建的計量模型,首先就混合效應(yīng)模型和個體效應(yīng)模型間進行選擇,通過LSDV法、LM檢驗得出個體效應(yīng)優(yōu)于混合效應(yīng)。繼而用豪斯曼(Hausman)檢驗對固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型做進一步選擇,并根據(jù)檢驗結(jié)果選擇相應(yīng)的面板回歸方法，采用stata.13進行統(tǒng)計計量分析。

模型(1)檢驗了FDI、技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長間的關(guān)系。從最終計量的回歸結(jié)果來看，通過固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)得出的系數(shù)估計結(jié)果正負方向均一致，且數(shù)值間相差較小，根據(jù)豪斯曼檢驗結(jié)果應(yīng)選擇固定效應(yīng)解釋模型。其中，F(xiàn)DI對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用，影響系數(shù)為-0.081 8，且這一結(jié)果在顯著性為5%的水平下通過了檢驗。而技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，影響系數(shù)為0.244 4，表明技術(shù)創(chuàng)新每提高1%，將促進經(jīng)濟增長0.244 4%。

模型(2)中引入了FDI的平方項，檢驗FDI與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果應(yīng)選擇固定效應(yīng)解釋模型?；貧w結(jié)果通過了顯著性檢驗，證明不同的FDI水平對區(qū)域經(jīng)濟增長會產(chǎn)生不同的影響:在5%的顯著性水平下，F(xiàn)DI的平方項對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響系數(shù)符號為正，這說明FDI與區(qū)域經(jīng)濟增長間呈“U”型關(guān)系，即當FDI低于某一臨界值時，F(xiàn)DI會抑制區(qū)域經(jīng)濟增長，當FDI超過這一臨界值時，開始顯現(xiàn)對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)。從全國的面板數(shù)據(jù)來看，絕大部分省份的FDI水平已處于“U”型曲線的右側(cè)，表明FDI水平已超過促進經(jīng)濟增長的“門檻值”。

模型(3)將 FDI與技術(shù)創(chuàng)新的交互項作為解釋變量納入到模型中，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果應(yīng)選擇固定效應(yīng)解釋模型。FDI與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在負相關(guān)關(guān)系，但未通過顯著性檢驗。技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.245 1，且在1%水平下通過了顯著性檢驗，即技術(shù)創(chuàng)新每提高1個百分點，區(qū)域經(jīng)濟就增長0.245 1百分點 ，可見技術(shù)創(chuàng)新促進了區(qū)域經(jīng)濟增長。而FDI與技術(shù)創(chuàng)新的交互作用對區(qū)域經(jīng)濟增長呈現(xiàn)顯著正向關(guān)系，其作用系數(shù)為0.427 0，且在1%水平下通過了顯著性檢驗。即FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用，這表明在FDI作用于區(qū)域經(jīng)濟增長的機制中，技術(shù)創(chuàng)新在決定兩者關(guān)系中“拐點”的位置上起到關(guān)鍵作用(圖1)。

圖1 FDI與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系

根據(jù)控制變量的回歸結(jié)果來看，3個模型的回歸結(jié)果都顯示固定資產(chǎn)投入和政府參與度與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在正相關(guān)關(guān)系，且均在1%水平下通過了顯著性檢驗。這表明固定資產(chǎn)投入與政府參與度是促進區(qū)域經(jīng)濟增長的重要因素。以模型(3)為例，固定資產(chǎn)投入的系數(shù)為0.527 7，政府參與度的回歸系數(shù)為0.848 2。換句話說，固定資產(chǎn)投入水平和政府參與度每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟增長水平就分別提高0.527 7%和0.848 2%。相反，3個模型的回歸結(jié)果都顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在負相關(guān)關(guān)系，且均通過了顯著性檢驗。這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對區(qū)域經(jīng)濟增長具有微弱的抑制作用。以模型(1)為例，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟增長水平被抑制0.135 8%。

3.穩(wěn)健性檢驗

基于中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡的現(xiàn)實，本文進一步檢驗中國不同區(qū)域的FDI是否對區(qū)域經(jīng)濟增長具有地域差異性影響，將樣本分為東部省份、中部省份和西部省份三組分別進行面板回歸分析，同時對上述結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗(表4)。其中，東部省份包括北京市、天津市、上海市、浙江省、福建省、山東省、江蘇省、廣東省、海南省、河北省、遼寧省、廣西壯族自治區(qū)，中部省份包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、吉林省、湖北省、山西省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖南省，其他省份則屬于西部省份。

表4 區(qū)域面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

區(qū)域面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果顯示，東部地區(qū)、中部地區(qū)及西部地區(qū)FDI均對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生了抑制作用，而技術(shù)創(chuàng)新均對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，且均在1%水平上通過了顯著性檢驗。這一結(jié)論證明了表3中全國面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。進一步分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對東部地區(qū)和中部地區(qū)的影響在1%的水平上通過了顯著性檢驗，回歸系數(shù)分別為-0.144 7和-0.164 1。對西部地區(qū)的影響結(jié)果的回歸系數(shù)為-0.015 3，但未通過顯著性檢驗。與上述全國層次回歸結(jié)果對比可知，東部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)要大于全國層面，中部地區(qū)與全國層面的差距微弱，而西部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)小于全國層面區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)。模型(3)方面，F(xiàn)DI與技術(shù)創(chuàng)新交互項方面，回歸結(jié)果顯示3個地區(qū)FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響不同。其中，東部地區(qū)表現(xiàn)為FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.015 4，但未通過顯著性檢驗。中部地區(qū)表現(xiàn)為FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為-0.062 2，且在5%的水平上通過了顯著性檢驗。這與全國層面的回歸結(jié)果一致，但其效應(yīng)小于全國層面。西部地區(qū)表現(xiàn)為FDI與技術(shù)創(chuàng)新的交互項與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.025 9，且在5%的水平上通過了顯著性檢驗，與全國層面回歸效果一致。

在控制變量方面，表4的回歸結(jié)果表明，社會固定資產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化及政府參與度對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響在東部省份、中部省份及西部省份間存在差別。2個模型的回歸結(jié)果均顯示，社會固定資產(chǎn)、政府參與度在三地區(qū)對經(jīng)濟增長都存在正相關(guān)關(guān)系，以模型(1)為例，社會固定資產(chǎn)的回歸系數(shù)分別為0.656 9、0.478 5、0.440 1，且都在1%的水平上通過了顯著性檢驗。即社會固定資產(chǎn)對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用呈現(xiàn)出東部地區(qū)強于中部地區(qū)強于西部地區(qū)；政府參與度的回歸系數(shù)分別為0.944 5、0.634 1、0.551 3，即政府參與度對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用呈現(xiàn)東部地區(qū)強于中部地區(qū)強于西部地區(qū)。但在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響方面，2個模型的回歸結(jié)果均顯示，東部地區(qū)回歸結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與區(qū)域經(jīng)濟增長間呈正相關(guān)關(guān)系，但未通過顯著性統(tǒng)計。而中部地區(qū)和西部地區(qū)回歸結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與區(qū)域經(jīng)濟增長間呈負相關(guān)關(guān)系，以模型(3)為例，回歸系數(shù)分別為-0.273 4、-0.272 6，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗。

五、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

本研究選取2003-2017年中國30個省份(西藏、港澳臺除外)的省際面板數(shù)據(jù)，通過建立面板數(shù)據(jù)模型,對FDI、技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長進行實證分析，并基于中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡的現(xiàn)實，本文進一步檢驗中國不同區(qū)域的FDI是否對區(qū)域經(jīng)濟增長具有地域差異性影響，得出以下結(jié)論：(1)從全國層面面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果來看，F(xiàn)DI與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在“U”型關(guān)系，即當FDI低于某一臨界值時，F(xiàn)DI抑制區(qū)域經(jīng)濟增長，而當FDI超過臨界值時，F(xiàn)DI開始顯現(xiàn)對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)。FDI與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟增長有促進作用，且技術(shù)創(chuàng)新在決定兩者關(guān)系中“拐點”的位置上起到關(guān)鍵作用。技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長具有促進作用，具體來看，技術(shù)創(chuàng)新水平每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟增長就提升0.245 1%。(2)從區(qū)域?qū)用婷姘鍞?shù)據(jù)回歸結(jié)果來看，整體上東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的FDI與技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響與全國回歸效應(yīng)一致，東部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)要大于全國層面，中部地區(qū)與全國層面的差距微弱，而西部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)小于全國層面區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng)。(3)從控制變量方面來看，全國層面和區(qū)域?qū)用娴幕貧w結(jié)果均表明，社會固定資產(chǎn)和政府參與度對區(qū)域經(jīng)濟增長均有顯著性促進作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對區(qū)域經(jīng)濟增長存在微弱的抑制作用。

2.建議

縱觀全文研究，可從以下方面緩解目前中國區(qū)域經(jīng)濟增長不均衡問題。(1)研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI對區(qū)域經(jīng)濟增長會產(chǎn)生微弱的抑制作用，可能的解釋是由于人力資本存量不足，導(dǎo)致FDI技術(shù)溢出效應(yīng)無法吸收，因此，可以通過增加資金積累來發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，從而推動區(qū)域經(jīng)濟增長。技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟增長間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的帶動作用很強，因此政府要加大對高新技術(shù)、新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)的投入力度，以此帶動區(qū)域經(jīng)濟增長。(2)各地區(qū)要加大對固定資產(chǎn)的投入力度，鼓勵企業(yè)與高校和科研機構(gòu)合作，利用產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟提高技術(shù)創(chuàng)新效率，促進科技成果轉(zhuǎn)化。政府要加大財政支出力度，積極參與到人才培養(yǎng)中去，增強全民的知識經(jīng)濟水平，進而促進區(qū)域經(jīng)濟的不斷發(fā)展。