喬慧超

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233000）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2010年1月12日，國(guó)務(wù)院正式批復(fù)《皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃》。安徽皖江城市帶包括合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、池州、滁州、宣城八個(gè)地級(jí)市，以及巢湖市（縣級(jí)）、六安市的金安區(qū)和舒城縣承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)納入國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略。這是迄今全國(guó)唯一以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主題的區(qū)域發(fā)展規(guī)劃，是促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重大舉措。安徽積極參與泛長(zhǎng)三角的區(qū)域分工與合作，作為承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的最前沿，勢(shì)必為安徽經(jīng)濟(jì)加速崛起點(diǎn)燃了助推器[1]。

經(jīng)過(guò)一年多的實(shí)施，皖江城市帶經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力顯現(xiàn)，引進(jìn)外資的數(shù)量也明顯提升。2010年1—11月，示范區(qū)實(shí)際利用外資40.1億美元，增長(zhǎng)23.3%，占全省的76.3%[2]。在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的帶動(dòng)和示范區(qū)品牌效應(yīng)的助推下，必將有大量外資進(jìn)入皖江城市帶。因此，本文研究外資的進(jìn)入是否對(duì)皖江城市帶帶來(lái)經(jīng)濟(jì)和技術(shù)溢出效應(yīng)，受到哪些因素的影響，如何利用外資才能更好地推動(dòng)皖江城市帶的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)外學(xué)者對(duì)于FDI溢出效應(yīng)的實(shí)證研究起初是基于生產(chǎn)函數(shù)的框架內(nèi)加入反映FDI參加程度的指標(biāo)，以企業(yè)的產(chǎn)出水平、全要素生產(chǎn)率或勞動(dòng)生產(chǎn)率為被解釋變量，以勞動(dòng)力數(shù)量、資本存量、FDI等為解釋變量，考察被解釋變量與FDI的參與程度是否呈顯著的相關(guān)關(guān)系，便認(rèn)為FDI的技術(shù)溢出是否存在。在這一基本衡量方法下，不同的學(xué)者得出了不同的結(jié)論。Caves(1974)對(duì)澳大利亞制造業(yè)研究[3]、Globerman(1979)對(duì)加拿大制造業(yè)的研究[4]、Blomstr?m&Perron(1983)[5]、Blomstr?m&Wolff（1994）[6]對(duì)墨西哥制造業(yè)的研究，均支持正向溢出效應(yīng)明顯存在的結(jié)論。然而，Haddad and Harrison(1993)對(duì)摩洛哥的研究[7]、Aitken and Harrison(1999)對(duì)委內(nèi)瑞拉的研究[8]、Kokko(1996)對(duì)烏拉圭的研究[9]，結(jié)果得出沒(méi)有發(fā)現(xiàn)溢出效應(yīng)明顯存在，甚至是負(fù)向溢出效應(yīng)的結(jié)論。

FDI技術(shù)溢出效應(yīng)實(shí)證結(jié)果的不一致使學(xué)者們進(jìn)一步認(rèn)為東道國(guó)不同的吸收能力是影響FDI技術(shù)溢出的決定因素。其基本方法是構(gòu)造反映東道國(guó)行業(yè)特征的變量與FDI參與程度連乘的解釋變量，考察該連乘解釋變量是否與被解釋變量有顯著的相關(guān)關(guān)系，更好的解釋了該東道國(guó)行業(yè)特征是否是影響FDI技術(shù)溢出的因素。在該研究方法下，不同的學(xué)者選取了不同的行業(yè)特征變量。具有代表性的有：Kinoshita(2001)通過(guò)構(gòu)造捷克企業(yè)的R&D密集度與FDI的交叉項(xiàng)考察R&D密集度對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)R&D密集度較高的企業(yè)有正向溢出效應(yīng)[10]。Borenztein,et.al.（1998）構(gòu)造東道國(guó)的人力資本與FDI的交叉項(xiàng)考察東道國(guó)人力資本的吸收能力對(duì)FDI的溢出效應(yīng)的影響[11]。Kokko(1994)采用連乘變量來(lái)檢驗(yàn)技術(shù)差距對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)外資與內(nèi)資之間存在較大的技術(shù)差距時(shí)會(huì)阻礙溢出效應(yīng)的產(chǎn)生[12]。

在借鑒國(guó)外學(xué)者研究方法的基礎(chǔ)上，我國(guó)學(xué)者對(duì)FDI在我國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)及其影響因素也做了成果豐富的研究。潘文卿（2003）對(duì)1995-2000年外商投資對(duì)中國(guó)工業(yè)部門外溢效應(yīng)進(jìn)行了初步分析，指出外商直接投資的外溢效應(yīng)為正[13]。賴明勇,包群（2003）利用我國(guó)1979~2000年的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果表明FDI對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步具有較大的技術(shù)外溢效應(yīng)[14]。謝建國(guó)（2006）通過(guò)對(duì)中國(guó)29個(gè)省區(qū)1994—2003年的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析表明外商直接投資對(duì)中國(guó)省區(qū)技術(shù)效率的提高有顯著的溢出效應(yīng)[15]。夏業(yè)良、程磊（2010）采用2002—2006年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用隨機(jī)前沿分析方法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示引入外國(guó)資本存在直接溢出效應(yīng)，使企業(yè)的技術(shù)效率大致提高6.28%[16]。然而，也有學(xué)者得出不同的結(jié)論。平新喬等（2007）利用中國(guó)第一次全國(guó)經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)得出FDI對(duì)中國(guó)制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)并不顯著的結(jié)論[17]。陳繼勇，盛楊懌（2008）利用中國(guó)29個(gè)省區(qū)1992—2006年的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究表明外商在華直接投資的知識(shí)溢出效應(yīng)特別是通過(guò)FDI企業(yè)在當(dāng)?shù)貜氖律a(chǎn)活動(dòng)帶來(lái)的知識(shí)溢出效應(yīng)并不明顯[18]。王濱（2010）運(yùn)用1999~2007年中國(guó)制造業(yè)27個(gè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)橫向溢出效應(yīng)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響不顯著[19]。此外，在對(duì)我國(guó)對(duì)FDI技術(shù)溢出吸收能力的研究方面，陳濤濤、范明曦、馬文祥（2003）[20]，賴明勇、包群、彭水軍、張新(2005)[21]，蔣殿春、張宇（2006）[22]，張宇（2008）[23]，亓朋、許和連、李海崢（2009）[24]，李梅、譚力文（2009）[25]，傅元海、唐未兵、王展祥（2010）[26]等學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距、人力資本狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放度、市場(chǎng)集中度是影響FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的若干因素。

本文基于國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究成果，主要考察外商直接投資對(duì)皖江城市帶經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩種影響效應(yīng)：一是外商直接投資的產(chǎn)出效應(yīng)，即皖江城市帶外資的引入有沒(méi)有帶來(lái)產(chǎn)出的增長(zhǎng)。

二是外商直接投資對(duì)皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)。為了更深層次地探討影響外商直接投資對(duì)皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)的因素，本文將皖江城市帶本土的人力資本和研發(fā)資本與外商直接投資相結(jié)合考察其與技術(shù)溢出效應(yīng)之間的關(guān)系。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)

本文借鑒FDI溢出效應(yīng)實(shí)證研究的一般方法和Kinoshita（2001）[10]、Borensztein,et.al.（1998）[11]的研究思路構(gòu)建如面板數(shù)據(jù)模型：

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文實(shí)證分析的樣本范圍涵蓋2006—2009年皖江城市帶的9個(gè)城市[地級(jí)巢湖市于2011年8月被撤銷，分別劃歸合肥、蕪湖、馬鞍山三市管轄。新設(shè)的縣級(jí)巢湖市由安徽省直轄，合肥市代管。]（不包括六安市的金安區(qū)和舒城縣）的相應(yīng)指標(biāo)數(shù)據(jù)。在以上2個(gè)估計(jì)模型中，Y表示總產(chǎn)出，用各市的實(shí)際GDP（億元）表示（用當(dāng)年CPI指數(shù)對(duì)名義GDP平減，CPI指數(shù)以1997=100）；FDI表示外商直接投資額，用實(shí)際使用外資額（換算為人民幣計(jì)，億元）表示；H表示人力資本，用各市本土的R&D人員數(shù)（百人）表示，即采用R&D人員數(shù)減去外資企業(yè)的R&D人員數(shù)，由于沒(méi)有公布皖江城市帶各市外資企業(yè)的R&D人員數(shù)，本文以各市固定資產(chǎn)投資中外商投資占固定資產(chǎn)投資的份額為權(quán)重計(jì)算出外資企業(yè)的R&D人員數(shù)，并且2007年安徽科技統(tǒng)計(jì)公報(bào)中沒(méi)有統(tǒng)計(jì)各市R&D人員數(shù)，基于本文時(shí)間序列很短且數(shù)據(jù)波動(dòng)不大，本文用2007—2009年各市R&D人員數(shù)占全省比重的平均值作為2006年各市R&D人員數(shù)占全省R&D人員數(shù)的比重，再與2006年全省R&D人員數(shù)相乘計(jì)算出2006年各市R&D人員數(shù)；R表示研發(fā)資本，用各市本土的R&D經(jīng)費(fèi)（億元）表示，即采用R&D經(jīng)費(fèi)減去外資企業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)，由于沒(méi)有公布各市外資企業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)，仍然以固定資產(chǎn)投資中外商投資占固定資產(chǎn)投資的份額為權(quán)重計(jì)算得出。這里采用本土的R&D人員數(shù)和本土R&D經(jīng)費(fèi)是為了考察自主的研發(fā)活動(dòng)及其與外資的結(jié)合對(duì)皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步是否有積極影響。TFP表示全要素生產(chǎn)率，在這里作為衡量技術(shù)進(jìn)步的變量。其定義如下：

Yit表示總產(chǎn)出，用各市2006—2009年的實(shí)際GDP表示。

Lit表示勞動(dòng)力投入，用各市2006—2009年的從業(yè)人員數(shù)表示。

Kit表示各市的物質(zhì)資本存量，本文采用Goldsmith于1951提出的永續(xù)盤存法來(lái)估算各市2006—2009年的物質(zhì)資本存量。其基本公式可表示如下：

其中Kit和Kit-1為本期和上期的物質(zhì)資本存量。Iit為本期的資本形成數(shù)量，本文用當(dāng)期各市的固定資產(chǎn)投資表示。δ為折舊率，本文選用9.6%（張軍等，2004）[27]。本文以1997年為基期，采用基期的固定資產(chǎn)投資額除以10%作為該時(shí)期的資本存量（張軍等，2004）[27]。本文依照（4）式，逐年累加計(jì)算，最終得出各市2006—2009年的物質(zhì)資本存量。

α和β分別表示資本存量和勞動(dòng)力投入對(duì)于總產(chǎn)出的彈性系數(shù)，并且α與β之和等于1。本文采用α=0.6921，β=0.3079（郭慶旺、賈俊雪，2005）[28]。

最終根據(jù)(3)式估算出各市2006—2009年的全要素生產(chǎn)率。本文所有原始數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份的《安徽科技統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

三、計(jì)量結(jié)果分析

（一）計(jì)量方法的選取及模型的回歸結(jié)果

本文用stata10.0軟件進(jìn)行回歸分析。先對(duì)（1）式進(jìn)行回歸。在決定采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型時(shí)，應(yīng)對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)。Hausman檢驗(yàn)得到結(jié)果為P=0.7634，在0.05的顯著性水平下，因此選用隨機(jī)效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果如表1所示。

再對(duì)（2）式進(jìn)行回歸。經(jīng)Hausman檢驗(yàn)得到結(jié)果為P=0.0000，在0.05的顯著性水平下高度顯著，因此選用固定效應(yīng)模型。在確定為固定效應(yīng)模型后，應(yīng)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行序列相關(guān)、組間異方差性的檢驗(yàn)。使用xttest3命令檢驗(yàn)組間異方差性，在原假設(shè)為同方差的情況下，P=0.0000，說(shuō)明存在較高的異方差。然后使用xtserial命令檢驗(yàn)序列相關(guān)性，在原假設(shè)為不存在序列相關(guān)的情況下，P=0.0011，說(shuō)明存在序列相關(guān)。綜上，該面板數(shù)據(jù)存在組間異方差性和序列相關(guān)性，應(yīng)采用修正異方差的廣義最小二乘法（FGLS）回歸?；貧w結(jié)果如表2所示。

（二）回歸結(jié)果分析

1.皖江城市帶外商直接投資產(chǎn)出效應(yīng)

從表1可以看出Wald統(tǒng)計(jì)量在該模型中是顯著的，說(shuō)明模型擬合性良好。所有解釋變量均顯著，說(shuō)明其對(duì)皖江城市帶的產(chǎn)出效應(yīng)有重要影響。其中FDI對(duì)皖江城市帶產(chǎn)出的影響方向?yàn)檎?，F(xiàn)DI每增加1%，實(shí)際GDP增加0.075%。說(shuō)明皖江城市帶引進(jìn)外資對(duì)其經(jīng)濟(jì)有溢出作用。本土的研發(fā)經(jīng)費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的影響方向?yàn)檎?，本土研發(fā)經(jīng)費(fèi)每增長(zhǎng)1%，實(shí)際GDP增長(zhǎng)0.128%。本土的R&D人員對(duì)產(chǎn)出的影響方向同樣為正，本土R&D人員每增加1%，實(shí)際GDP增加0.214%。這說(shuō)明自主研發(fā)投入對(duì)產(chǎn)出的增長(zhǎng)確實(shí)有促進(jìn)作用并且成效顯著。從彈性系數(shù)可以看出相對(duì)于自主研發(fā)投入而言，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)溢出的作用較小，說(shuō)明了自主研發(fā)才是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要源泉。

2.皖江城市帶外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)

從表2中可以看出Wald統(tǒng)計(jì)量在該模型中是顯著的，說(shuō)明模型擬合性良好。下面依次分析各解釋變量對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

（1）FDI對(duì)TFP的影響方向雖然為正，但是不顯著。這說(shuō)明外商直接投資對(duì)于皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)無(wú)顯著影響。其原因可能有三個(gè)方面：第一個(gè)顯而易見(jiàn)的原因是外資為了維護(hù)其對(duì)外直接投資的壟斷競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，不可能輕易把其先進(jìn)的核心技術(shù)轉(zhuǎn)讓給本土企業(yè)。外資對(duì)其先進(jìn)技術(shù)的保密性是影響其技術(shù)外溢效應(yīng)的重要原因。二是皖江城市帶FDI進(jìn)入的歷史較短，發(fā)展不足。與東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份相比，安徽引進(jìn)外資起步較晚，規(guī)模較小，這使得外資的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)長(zhǎng)期駐足于東部地區(qū)。資金較少、科技含量不高的外資進(jìn)入再加上有效利用外資的經(jīng)驗(yàn)不足，很難實(shí)現(xiàn)預(yù)期的外商直接投資給皖江城市帶帶來(lái)明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)。三是“門檻效應(yīng)”的存在。Balasubramanyam(1998)[29]認(rèn)為，東道國(guó)只有達(dá)到了人力資本、勞動(dòng)技術(shù)水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門檻，即發(fā)展門檻，F(xiàn)DI才有可能成為有利的發(fā)展工具。一個(gè)地區(qū)只有經(jīng)濟(jì)達(dá)到一定的發(fā)展水平，才能對(duì)外資先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行有效的學(xué)習(xí)和模仿，以促進(jìn)其技術(shù)進(jìn)步。安徽皖江城市帶經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與東部地區(qū)相比較為落后，人力資本較為缺乏，基礎(chǔ)設(shè)施狀況有待完善，因此限制了其對(duì)外資先進(jìn)技術(shù)的吸收。

（2）人力資本對(duì)皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步影響方向?yàn)樨?fù)，且非常顯著。說(shuō)明人力資本已經(jīng)成為皖江城市帶技術(shù)進(jìn)步的門檻。據(jù)2007年安徽科技統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，安徽省雖擁有100多萬(wàn)各類專業(yè)技術(shù)人員，其中從事科技活動(dòng)的人數(shù)不足10萬(wàn)，這其中真正具有一定創(chuàng)新能力，從事R&D活動(dòng)的人員不足3萬(wàn)人年。這說(shuō)明皖江城市帶人力資本的匱乏。從人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響方向?yàn)樨?fù)，也可以看出皖江城市帶科技人員與東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份相比科研產(chǎn)出率較低，把知識(shí)轉(zhuǎn)化成科技成果的能力較弱。

表1 皖江城市帶外商直接投資產(chǎn)出效應(yīng)回歸結(jié)果

表2 皖江城市帶外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)回歸結(jié)果

（3）研發(fā)資本對(duì)皖江城市帶技術(shù)進(jìn)步影響方向?yàn)檎曳浅ｏ@著。說(shuō)明本土自主研發(fā)是皖江城市帶技術(shù)進(jìn)步的主要因素。自主研發(fā)投入是進(jìn)行自主創(chuàng)新的基礎(chǔ)，研發(fā)支出的增加為自主創(chuàng)新能力的提高提供了有利的條件，對(duì)其技術(shù)進(jìn)步有直接的促進(jìn)作用。據(jù)2007年安徽科技統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，自2006年以來(lái)，無(wú)論是全社會(huì)，還是地方各級(jí)財(cái)政對(duì)科技的投入均有了較大幅度的增長(zhǎng)。全社會(huì)R&D經(jīng)費(fèi)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重及地方財(cái)政科技撥款占地方財(cái)政支出的比例也有了較大幅度的上升。本土研發(fā)投入的迅速增長(zhǎng)對(duì)皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步起到了積極的促進(jìn)作用。

（4）由FDI與人力資本的交互項(xiàng)可知，通過(guò)本土人力資本的吸收，F(xiàn)DI對(duì)皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)方向?yàn)檎曳浅ｏ@著。由前文分析可知，F(xiàn)DI對(duì)皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)并不顯著，但是與本土的人力資本相結(jié)合卻產(chǎn)生了顯著的正向溢出效應(yīng)。這說(shuō)明對(duì)外資先進(jìn)技術(shù)的吸收能力的重要性。雖然皖江城市帶的人力資本科研水平較弱，但通過(guò)與外資的交流合作，在外資企業(yè)中的培訓(xùn)學(xué)習(xí)，在“干中學(xué)”中或多或少掌握了一些外資的先進(jìn)技術(shù)，提升了自身的科技水平，促進(jìn)了外資技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。

（5）由研發(fā)資本與FDI的交互項(xiàng)可知，F(xiàn)DI并沒(méi)有通過(guò)本土的研發(fā)資本投入實(shí)現(xiàn)技術(shù)的外溢效應(yīng)。這說(shuō)明皖江城市帶本土研發(fā)部門與外資之間并沒(méi)有展開(kāi)富有成效的合作。這主要從三個(gè)方面來(lái)解釋：一是皖江城市帶本土研發(fā)部門與外資的技術(shù)差距較大。跨國(guó)公司與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)差距過(guò)大時(shí)，后者難以消化吸收，反而會(huì)阻礙技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生（Kokko，1994）[12]。二是皖江城市帶本土研發(fā)部門與外資過(guò)大的技術(shù)差距使得其對(duì)外資產(chǎn)生了技術(shù)依賴，不利于自主創(chuàng)新能力的培育。這很容易產(chǎn)生“技術(shù)鎖定”現(xiàn)象，如果被跨國(guó)公司低端鎖定，無(wú)疑制約了皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步。三是FDI的“市場(chǎng)竊取”效應(yīng)，即FDI的進(jìn)入加劇了本地市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)，使本地企業(yè)市場(chǎng)份額縮減，甚至被迫退出市場(chǎng)（Aitken and Harrison，1999）[8]。皖江城市帶外資的進(jìn)入帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)會(huì)對(duì)技術(shù)落后的本土研發(fā)部門帶來(lái)一定的負(fù)面影響。這種競(jìng)爭(zhēng)的加劇無(wú)論是縮減本地企業(yè)的市場(chǎng)份額，還是降低內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)，從而擠出本地的研發(fā)投入，都不利于皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用2006—2009年皖江城市帶9個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)和FGLS方法，對(duì)皖江城市帶外商直接投資的產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了分析。結(jié)論是皖江城市帶FDI確實(shí)帶來(lái)了產(chǎn)出的增長(zhǎng)，但是對(duì)技術(shù)溢出的效應(yīng)不顯著。本土的自主研發(fā)投入無(wú)論是對(duì)產(chǎn)出效應(yīng)還是對(duì)技術(shù)溢出效應(yīng)都產(chǎn)生了積極的影響，是創(chuàng)新能力形成的主要因素。盡管人力資本制約了皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步，但是FDI與人力資本相結(jié)合，增強(qiáng)了其吸收能力，促進(jìn)了皖江城市帶的技術(shù)進(jìn)步。皖江城市帶FDI并沒(méi)有通過(guò)本土的研發(fā)資本投入實(shí)現(xiàn)技術(shù)外溢效應(yīng)。據(jù)此，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，本文研究得出皖江城市帶FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著的一個(gè)原因是受到“門檻效應(yīng)”的制約。因此，在皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)為國(guó)家級(jí)示范區(qū)的有利契機(jī)下，皖江城市帶要加大經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐，增加經(jīng)濟(jì)的總量水平及人均水平，進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。這對(duì)于充分發(fā)揮FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)是十分重要的。

第二，重視人才的吸納與培養(yǎng)。加大教育投入，提高本土人力資源的科研水平和創(chuàng)新能力。提高人力資本的回報(bào)率，有利于吸引高科技人才和防止本土人才的流失。這樣才能打破皖江城市帶人力資本的瓶頸，增強(qiáng)對(duì)外資技術(shù)的吸收能力。

第三，進(jìn)一步加大對(duì)本土研發(fā)的投入，加強(qiáng)對(duì)本土研發(fā)的扶持力度，以提升其自主創(chuàng)新能力。本文研究得出自主創(chuàng)新是技術(shù)進(jìn)步的源泉，在皖江城市帶推進(jìn)承接產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新提升的目標(biāo)下，政府更應(yīng)該積極培育發(fā)展創(chuàng)新型企業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；構(gòu)建創(chuàng)新平臺(tái)，促進(jìn)創(chuàng)新要素對(duì)接，建立創(chuàng)新服務(wù)體系；優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，完善自主創(chuàng)新體制機(jī)制。

第四，不要盲目引進(jìn)外資，選擇適宜的外資技術(shù)引進(jìn)。從本文的研究可以看出與本土企業(yè)技術(shù)差距過(guò)大的外資進(jìn)入，不僅不利于技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生，反而會(huì)因“技術(shù)鎖定”和“市場(chǎng)竊取”等效應(yīng)對(duì)本土的研發(fā)部門產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，皖江城市帶引進(jìn)外資應(yīng)選擇適宜的技術(shù)水平差距，引進(jìn)最能夠發(fā)揮本地生產(chǎn)潛力與創(chuàng)新能力，又與本地現(xiàn)有生產(chǎn)水平、技術(shù)吸收能力相匹配的外資技術(shù)。

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