胡錫琴，楊 琴

(1.成都理工大學(xué)商學(xué)院，四川 成都 610059； 2.四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，四川 成都 610065)

FDI、能源效率與自主創(chuàng)新的空間外溢效應(yīng)

胡錫琴1，2，楊 琴1

(1.成都理工大學(xué)商學(xué)院，四川 成都 610059； 2.四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，四川 成都 610065)

本文選取我國30個省級行政區(qū)2005～2014年的數(shù)據(jù)，對FDI流入及能源效率提升對我國自主創(chuàng)新的影響進行了空間面板SAR模型實證檢驗。研究結(jié)果顯示，F(xiàn)DI流入作為重要的資本要素投入，對本地自主創(chuàng)新具有促進作用，而且對相鄰地區(qū)的自主創(chuàng)新也存在較明顯的空間外溢效應(yīng)。而能源作為生產(chǎn)物質(zhì)要素投入的重要組成，其效率的提升對本地自主創(chuàng)新及相鄰地區(qū)的自主創(chuàng)新均顯示積極影響。同時，省際之間自主創(chuàng)新的空間輻射效應(yīng)也是顯著的，創(chuàng)新能力較強的區(qū)域?qū)⒂兄诖龠M鄰近區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。為了提升我國綠色創(chuàng)新水平，積極響應(yīng)“十三五綠色方略”，重點引進環(huán)境友好型FDI和大力研發(fā)綠色能源技術(shù)勢在必行。

技術(shù)外溢；能源效率；綠色創(chuàng)新；環(huán)境友好

新常態(tài)轉(zhuǎn)型升級時期，自主創(chuàng)新將位居我國社會經(jīng)濟發(fā)展的核心，以創(chuàng)新為引領(lǐng)和支撐的社會經(jīng)濟發(fā)展新格局才能從根本上保障社會、國防和經(jīng)濟安全。有效利用國際、國內(nèi)資源提升我國自主創(chuàng)新及企業(yè)主體研發(fā)能力契合了新常態(tài)時期我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級對于創(chuàng)新的強烈需求，成為我國社會經(jīng)濟發(fā)展面臨的最迫切問題之一。眾多研究表明，F(xiàn)DI能促進區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，利用FDI是促進東道國自主創(chuàng)新能力提升的重要途徑之一。面對激烈的國際競爭，我國積極推進外貿(mào)改革，通過外商投資審批管理體制改革、自貿(mào)試驗區(qū)建設(shè)等措施，堅持擴大對外開放，優(yōu)化外商投資環(huán)境，吸收外資無論數(shù)量還是質(zhì)量均穩(wěn)步提升。但伴隨經(jīng)濟的發(fā)展，能源高消耗及其引發(fā)的環(huán)境污染問題也日益突出。作為重要的物質(zhì)生產(chǎn)要素投入，能源效率提升對區(qū)域自主創(chuàng)新能力的影響也值得關(guān)注。

一、相關(guān)文獻綜述

自Macdougall于1960年首次提出有關(guān)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的理論[1]，學(xué)界對FDI流入促進本地及相鄰地區(qū)自主創(chuàng)新的經(jīng)濟機理，F(xiàn)DI流入是否促進東道國技術(shù)進步以及創(chuàng)新產(chǎn)出等問題展開了諸多討論。大量研究力證了利用外商直接投資是提升自主創(chuàng)新能力的重要途徑之一。Cheung et al.(2004)基于中國省際數(shù)據(jù)分別用時間序列分析和面板數(shù)據(jù)模型研究了FDI技術(shù)溢出效應(yīng)對創(chuàng)新的影響，認為FDI技術(shù)溢出效應(yīng)對外部設(shè)計專利的影響呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而對實用新型專利的積極影響則較弱，突出了FDI的示范效應(yīng)[2]。萬坤揚(2011)將空間因素納入模型進行分析，著重考慮了知識溢出帶來的空間效應(yīng)。借鑒KPF模型，運用空間計量經(jīng)濟學(xué)模型研究了FDI對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的知識溢出效應(yīng)并得出結(jié)論：本地區(qū)不同層次的技術(shù)創(chuàng)新均會受到相鄰地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新的正向影響，在此基礎(chǔ)上對我國吸收外資提出了相應(yīng)的政策性建議[3]。張宏元等(2016)強調(diào)了FDI引進的質(zhì)量對東道國鼓勵創(chuàng)新活動的重要性，如FDI帶來了新技術(shù)轉(zhuǎn)移。張宏元較為全面地論證了FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的估計及機制，并采用省際面板數(shù)據(jù)分析了FDI對國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響。但由于未將空間因素納入模型研究，忽視了FDI由于空間溢出效應(yīng)對國內(nèi)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響，其研究過程還需進一步完善[4]。

能源是現(xiàn)代社會經(jīng)濟發(fā)展的源動力，中國作為世界上最大的能源消耗國[5]，其環(huán)境及能源消耗問題日益突出，理論界針對能源消費、能源效率及其與自主創(chuàng)新的關(guān)系也展開了一系列的研究。Green et al.(1994)通過對英國全行業(yè)制造業(yè)的169家公司調(diào)查研究，肯定了資源能源利用效率提升帶來的成本節(jié)約為工藝創(chuàng)新帶來的積極作用[6]。劉曉紅等(2016)應(yīng)用面板數(shù)據(jù)模型分析了能源消費結(jié)構(gòu)與環(huán)境空氣污染霧霾及政府環(huán)境規(guī)制的關(guān)系，提出應(yīng)改善能源消費結(jié)構(gòu)、提高能源效率，大力發(fā)展清潔能源[7]。宣燁等(2011)構(gòu)建企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新策略的斯塔克伯格模型對創(chuàng)新與能源效率的關(guān)系進行分析，明確了我國工業(yè)行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新行為與能源效率之間的關(guān)系[8]。其中，原始創(chuàng)新行為與能源效率呈微弱正相關(guān)關(guān)系，而二次創(chuàng)新行為與能源效率有較強正相關(guān)關(guān)系。技術(shù)創(chuàng)新對能源效率的回報效應(yīng)主要體現(xiàn)在原始創(chuàng)新活動。呂明元等(2016)通過建立普通模型、增長模型與彈性模型實證檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進方向?qū)δ茉葱始捌湓鲩L率的影響，發(fā)現(xiàn)能源效率的提高主要來自產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的貢獻[9]。高輝等(2014)通過建立能源回彈的技術(shù)進步分解模型，將技術(shù)效應(yīng)值從影響能源效率的眾多因素中分解出來，通過實證分析發(fā)現(xiàn)政府通過推進技術(shù)革新能有效提高能源利用效率[10]。

但是，對于FDI流入是否促進能源效率提升學(xué)界則眾說紛紜。Mielnik et al.(2002)提出FDI技術(shù)溢出效應(yīng)將導(dǎo)致FDI對能源強度呈負相關(guān)關(guān)系[11]?？兹合驳?2011)從東道國企業(yè)的角度，揭示了隨著FDI的增加將促進企業(yè)能源效率提升[12]。應(yīng)用省際面板數(shù)據(jù)，陳夕紅等(2013)發(fā)現(xiàn)FDI空間溢出呈現(xiàn)出東、中、西部地區(qū)由高到底的梯度溢出，但對全社會能源效率呈顯著正相關(guān)[13]；范如國等(2015)則從FDI吸收能力視角，認為FDI技術(shù)溢出對能源效率的影響呈顯著的空間差異性，由于不同地區(qū)對FDI技術(shù)溢出的吸收存在滯后性，部分地區(qū)不能充分顯現(xiàn)國際先進生產(chǎn)技術(shù)引入對能源效率的提升效果[14]。

目前，綜合考慮FDI、能源效率的聯(lián)動效應(yīng)對自主創(chuàng)新的影響的文獻則相對較少。蔡海霞等(2011)構(gòu)建內(nèi)生增長模型，并將能源作為生產(chǎn)函數(shù)投入要素納入其中，肯定了能源因素對FDI對創(chuàng)新能力產(chǎn)生的影響，認為FDI仍是我國區(qū)域創(chuàng)新能力提升的重要外部推動力[15]。但由于對FDI對創(chuàng)新能力的影響分析忽略能源因素，導(dǎo)致FDI對自主創(chuàng)新的溢出效應(yīng)被夸大。白嘉等(2013)通過構(gòu)建R&D轉(zhuǎn)換效率以及R&D轉(zhuǎn)化效率，測算能源約束區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的“增長阻力”的大小及決定增長阻力大小的深層次因素，提出應(yīng)注重FDI利用的階段化差異有效引入FDI，加強政府環(huán)境規(guī)制。FDI的引入對能源消耗、環(huán)境影響較大，由于新技術(shù)帶來的能源效率提升也應(yīng)納入分析[16]。Doytch et al.(2015)對FDI與能源需求之間的聯(lián)系進行分析，研究發(fā)現(xiàn)FDI可以通過創(chuàng)新提升能源效率，但尚未對FDI以及能源效率對創(chuàng)新的影響進行分析[17]。

綜上，現(xiàn)有文獻大多聚焦于FDI、能源效率與自主創(chuàng)新三者間兩兩關(guān)系的分析，論證FDI流入勢必會影響自主創(chuàng)新，而鮮有研究關(guān)注能源作為至關(guān)重要的物質(zhì)生產(chǎn)要素投入，將隨FDI引進共同對東道國自主創(chuàng)新產(chǎn)生影響。同時，伴隨FDI流入?yún)^(qū)位分布不均衡產(chǎn)生的技術(shù)創(chuàng)新空間效應(yīng)區(qū)域差異性也導(dǎo)致地區(qū)自主創(chuàng)新產(chǎn)出結(jié)果呈現(xiàn)多樣性。因而，基于空間面板數(shù)據(jù)模型，將三者納入統(tǒng)一分析框架研究FDI以及能源效率共同作用下對自主創(chuàng)新的影響十分必要。

二、模型設(shè)定、變量及數(shù)據(jù)處理

(一)模型設(shè)定

自Griliches(1979)首次提出知識生產(chǎn)函數(shù)概念以來，知識生產(chǎn)函數(shù)已成為分析知識生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域創(chuàng)新及其決定因素的重要分析工具，并被廣泛應(yīng)用于研究技術(shù)進步及各類影響因素之間的關(guān)系及特征[18]。Pakes與Griliches于1980年提出自主創(chuàng)新實質(zhì)意味著新知識的創(chuàng)造以及生產(chǎn)過程[19]。王然等(2010)認為研發(fā)投入與研發(fā)活動的技術(shù)水平共同決定自主創(chuàng)新產(chǎn)出，采用柯布道格拉斯函數(shù)對FDI對自主創(chuàng)新的作用機制進行分析[20]。國外學(xué)者Jaffe(1986)對集聚以及知識溢出的關(guān)系進行深入研究，他認為知識溢出應(yīng)采用專利指標進行度量。并構(gòu)建了具有代表性的柯布道格拉斯函數(shù)形式的Criliches-Jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)[21]。因此，沿用企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的思想，借鑒FDI技術(shù)溢出效應(yīng)、以及自主創(chuàng)新的有關(guān)研究，考慮到其他控制變量，本文構(gòu)建自主創(chuàng)新投入產(chǎn)出模型如下：

IN=f(FDI,X)

(1)

其中，IN為自主創(chuàng)新(由專利授權(quán)數(shù)表示)，F(xiàn)DI表示外商直接投資(由實際利用外商直接投資額表示)，X表示其他影響自主創(chuàng)新產(chǎn)出的要素如能源投入、人力資本投入等，為了使本論文的針對性更強，此處X僅考慮能源影響，且由于在計量經(jīng)濟學(xué)分析的時候能源資源較難度量，因此采用各地能源效率代替。將模型具體化，得到如下公式(2)

IN=eμFDIαENβ

(2)

一般而言，能源效率越高，意味著提高了區(qū)域能源存量；反之，若能源效率下降，意味著該地區(qū)能源存量減少。對式(2)取對數(shù)得到如下結(jié)果如式(3)：

LnIN=μ+αLnFDI+βLnEN

(3)

式中：系數(shù)α、β分別是外商直接投資增長以及能源效率增長對自主創(chuàng)新增長的估計彈性。

目前，對能源效率以及FDI的研究大多采用面板數(shù)據(jù)研究，很少將空間因素納入其中。而面板數(shù)據(jù)研究方法假定各省市之間能源效率、FDI是相互獨立的，這種假定很難準確解釋現(xiàn)實問題。各省市之間經(jīng)濟聯(lián)系日益緊密，同時公共政策的外部性也進一步加強了能源消費活動以及FDI的空間相關(guān)性。如果簡單按照式(3)進行線性面板回歸模型的研究，將無法測量出外商直接投資集聚、自主創(chuàng)新增加造成的溢出效應(yīng)，且因未能體現(xiàn)出空間相關(guān)性，其估計結(jié)果的殘差將存在空間自相關(guān)問題。

(二)空間面板模型理論

根據(jù)Anselin(1995)的研究，引入一個空間自相關(guān)變量表征空間溢出效應(yīng)的影響，將解決上述問題[22]。因此，本文采用既側(cè)重研究截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)，又擅長分析空間相互作用和空間結(jié)構(gòu)問題的空間面板數(shù)據(jù)計量方法進行實證分析。目前，對空間問題分析較多且較為全面的主要有以下三種模型：空間自回歸模型(SAR)，空間誤差模型(SEM)以及空間杜賓模型(SDM)。其中，SAR模型主要探討各變量在地區(qū)是否有擴散現(xiàn)象，即溢出效應(yīng)(式4)。SEM模型則度量模型的誤差項在空間上相關(guān)，即衡量相鄰區(qū)域誤差項的沖擊對本地區(qū)觀察值的影響程度(式5)[23]。SDM即面板空間交互模型的研究相對深入廣泛，同時考慮因變量的空間相關(guān)性、殘差項的空間自相關(guān)性以及自變量對因變量的影響存在空間交互作用，在一定程度上優(yōu)化空間自回歸模型以及空間誤差模型(式6)[24]。

(4)

式中：i，t分別表示截面維度以及時間維度，μi表示空間個體效應(yīng)。Wij是空間權(quán)重矩陣W的一個元素；δ為空間自回歸系數(shù)，衡量相鄰區(qū)域的觀測值對本地觀測值的影響程度，ε為隨機誤差項。

(5)

式中：φit為空間誤差項，λ為空間誤差自相關(guān)系數(shù)，表示殘差之間的自相關(guān)強度，即衡量相鄰區(qū)域觀測值的誤差沖擊對本地的觀測值的影響程度[25]。

(6)

式中：γ和β均表示未知系數(shù)，假設(shè)檢驗H0:γ=0，用于判斷是否模型可以簡化為SAR，若通過該原假設(shè)，則選擇SAR模型更佳；而假設(shè)檢驗H0:γ+δβ=0，用于判斷是否可將該模型簡化為SEM，若通過，則選用SEM模型。

(三)數(shù)據(jù)處理

本文選擇2005～2014年中國各省、直轄市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)作為樣本構(gòu)建空間面板模型，對FDI、能源效率及自主創(chuàng)新的關(guān)系進行研究。由于西藏外資較少，因此所選樣本剔除西藏自治區(qū)，共30個省級行政區(qū)。數(shù)據(jù)包括外商直接投資(FDI)、自主創(chuàng)新(IN)以及能源效率(EN)，其中，F(xiàn)DI由各省實際利用外商直接投資額表示，IN由專利授權(quán)數(shù)表示，能源效率由GDP/能耗總量計算得出。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、萬德數(shù)據(jù)庫，使用Matlab軟件進行處理及分析。

(四)空間面板模型設(shè)定

本文依據(jù)空間面板的理論模型，研究得出能較清晰地刻畫出自主創(chuàng)新、外商直接投資以及能源效率之間關(guān)系的空間自回歸面板模型、空間誤差面板模型以及空間杜賓面板模型，如式(7)(8)(9)：

(7)

(8)

(9)

三、實證研究及結(jié)果分析

(一)模型選擇

本文是在全國31個省級行政區(qū)中選取30個作為研究對象，樣本數(shù)量與總體相近，無需以樣本中的個體性質(zhì)推斷總體性質(zhì)，因此，本文選用固定效應(yīng)模型進行實證分析更佳。由于對面板數(shù)據(jù)回歸時，引入的解釋變量總是會存在遺漏變量，為了減少遺漏變量引起的錯誤，本文將從混合效應(yīng)模型、空間效應(yīng)模型、時間固定效應(yīng)模型以及雙固定效應(yīng)模型四個方面進行分析。空間固定效應(yīng)反映的是隨地理位置變化的背景變量對穩(wěn)態(tài)的影響，時間固定效應(yīng)研究的是隨時間變化的背景變量對穩(wěn)態(tài)的影響?；诳臻g面板數(shù)據(jù)分析的三種模型，本文將參照Elhorst的方法，通過兩個階段檢驗，從空間自相關(guān)模型、空間誤差模型以及空間杜賓模型中選擇最佳的方法對本文進行實證分析[26]。

首先，通過Matlab2010b運行Elhorst程序包，將進行無空間效應(yīng)面板模型的LM檢驗與穩(wěn)健LM檢驗，若檢驗結(jié)果顯示因變量存在空間相關(guān)性，則采用空間自回歸面板模型，結(jié)果如表1。從表1可知，除混合效應(yīng)外，空間效應(yīng)面板模型、時間效應(yīng)面板模型以及雙固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型均能在LM檢驗中以低于1%顯著性水平拒絕“沒有因變量空間效應(yīng)”的原假設(shè)。在Robust LM檢驗中，僅空間效應(yīng)面板模型以及時間效應(yīng)面板模型能在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。在“沒有殘差項的空間效應(yīng)”的LM檢驗中，若不能拒絕該原假設(shè)，LM檢驗以及Robust LM檢驗顯示殘差項存在空間自相關(guān)，空間誤差模型最佳[27]。本文僅混合效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型未能拒絕原假設(shè)，而時間、空間以及雙固定面板數(shù)據(jù)模型均能在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。在穩(wěn)健LM檢驗中，四種效應(yīng)的檢驗均無法拒絕原假設(shè)。如果以上兩個假設(shè)均不成立，則可采用空間杜賓面板模型。綜合考慮，本文首先排除空間滯后模型，而對選擇空間誤差模型或空間杜賓模型還需進行進一步驗證。

表1 無空間效應(yīng)面板模型的LM檢驗與穩(wěn)健LM檢驗

注：括號內(nèi)為t值，P為對應(yīng)的概率。下同。

通過Wald檢驗以及LR檢驗對SDM面板模型的兩個假設(shè)進行檢驗，即檢驗空間杜賓模型與空間滯后差模型是否存在差異，結(jié)果如表2所示。本文分別對空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)以及雙固定效應(yīng)模型進行檢驗，空間固定效應(yīng)以及雙固定效應(yīng)模型的Wald檢驗的P值均大于10%，因此，不能拒絕原假設(shè)H0:γ=0。綜合考慮，本文選取SAR模型進行分析。

表2 空間面板模型的LR檢驗與Wald檢驗

表3分別將空間自回歸模型的四種效應(yīng)進行分析。首先對比R2，空間固定效應(yīng)模型以及雙固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度分別為0.9839以及0.985，擬合效果均較好。但僅分析擬合優(yōu)度是不全面的，還需對解釋變量是否通過顯著性檢驗進行考慮分析，從中可選出空間固定效應(yīng)模型，因其LnFDI、LnEN以及W*dep.var.的P值均顯著。在對區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的分析中，空間固定效應(yīng)表現(xiàn)出經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和自然稟賦的影響毋庸置疑，而時間固定效應(yīng)則反映出經(jīng)濟周期、突發(fā)事件等隨時間變化的影響，不僅表現(xiàn)在當(dāng)期，對若干時期后還將具有影響及輻射作用，因此，就本文而言，考慮時間固定效應(yīng)(包括時間固定以及雙固定效應(yīng))模型的估計結(jié)果不理想[28]。

表3 SAR四種效應(yīng)分析

(二)實證結(jié)果分析

FDI的流入、能源效率的提升不僅增強本地自主創(chuàng)新能力，同時還能間接地促進相鄰地區(qū)自主創(chuàng)新能力的提升。首先，通過技術(shù)溢出效應(yīng)，伴隨FDI流入本地的先進技術(shù)溢出到相鄰區(qū)域，從而增強相鄰地區(qū)的自主創(chuàng)新能力。其次，由于本地吸引FDI在國內(nèi)市場獲得技術(shù)優(yōu)勢后，其示范效應(yīng)和競爭效應(yīng)將提升產(chǎn)業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)、增加競爭壓力，促使本地及相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)內(nèi)異質(zhì)性企業(yè)加大自主創(chuàng)新投入，謀求創(chuàng)新以適應(yīng)競爭，從而提升整體產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力優(yōu)質(zhì)績效企業(yè)帶來的將促使其他產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)。

為了更準確地測算出自變量對因變量的影響，本文則通過Matlab對空間固定的SAR面板模型進行分析。表4列出了自變量對因變量影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)結(jié)果。直接效應(yīng)反映了本地區(qū)FDI以及能源效率的變化對本地區(qū)自主創(chuàng)新產(chǎn)出的影響；間接效應(yīng)反映本地區(qū)FDI以及能源效率的變化對相鄰區(qū)域自主創(chuàng)新產(chǎn)出的影響；總效應(yīng)則分析的是本地FDI以及能源效率的變化對本地區(qū)以及鄰近區(qū)域自主創(chuàng)新產(chǎn)出的共同作用。

表4 直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)

首先，對FDI的影響進行分析，LnFDI的直接效應(yīng)及總效應(yīng)在5%水平下顯著，間接效應(yīng)在10%水平下顯著。且LnFDI的直接效應(yīng)的回歸系數(shù)是0.078，表明本地FDI投資每增加1%，對本地自主創(chuàng)新將提升0.078%。LnFDI的間接效應(yīng)回歸系數(shù)為0.0915，表明本地FDI每增加1%，將對相鄰地區(qū)自主創(chuàng)新提升0.0915%，由此可見，F(xiàn)DI的外溢效果較為明顯。外商直接投資不僅可通過技術(shù)的引進對本地創(chuàng)新發(fā)展起到促進作用，同時由于技術(shù)、資金等的外溢，將對鄰近地區(qū)的自主創(chuàng)新有正相關(guān)作用。LnFDI的總效應(yīng)回歸系數(shù)為0.1695，意味著本地區(qū)FDI每增加1%，將對自主創(chuàng)新產(chǎn)生0.1695%的總增長效果。

其次，對能源效率進行分析。由于能源的日益緊缺，其價格總體變化呈上升態(tài)勢。因此，人們對能源效率的重視程度不斷提升，由此促使落后的產(chǎn)業(yè)、企業(yè)展開新一輪自主創(chuàng)新，走上節(jié)能提效的綠色經(jīng)濟發(fā)展之路。能源日益成為外商直接投資以及其他因素對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生正面影響的重要約束條件。因此，在本文的實證結(jié)果中，LnEN的直接效應(yīng)回歸系數(shù)為1.0814，意味著能源效率每提升1%，本地自主創(chuàng)新將提升1.0814%，同時鄰近地區(qū)自主創(chuàng)新將提升1.2462%，且對總的自主創(chuàng)新效果將提升2.3276%，能源效率對自主創(chuàng)新產(chǎn)生的效果遠高于FDI。LnEN的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)均在1%的水平下顯著，肯定了能源效率對本地自主創(chuàng)新的影響。

最后，分析表3中W*dep.var.=0.583978，且在1%的水平下顯著，意味著空間滯后變量與自主創(chuàng)新存在顯著正相關(guān)的關(guān)系。即我國30個省之間自主創(chuàng)新的相互影響以及輻射作用是顯著的，創(chuàng)新能力較強的省將通過溢出效應(yīng)擴散到周邊地區(qū)，促進周邊地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。

四、結(jié)論與對策建議

通過空間面板模型對FDI技術(shù)溢出、能源效率及自主創(chuàng)新關(guān)系的分析，本文發(fā)現(xiàn)：其一，F(xiàn)DI的流入不僅對本地區(qū)的自主創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向作用，同時由于技術(shù)、資金等的溢出效應(yīng)，其與FDI流入地鄰近區(qū)域的自主創(chuàng)新也呈正相關(guān)關(guān)系。其二，能源效率將對FDI流入地區(qū)以及相鄰區(qū)域的自主創(chuàng)新產(chǎn)生影響，且影響效果較為顯著。吸引的FDI將為流入地的本土能源利用技術(shù)呈現(xiàn)突出的示范效應(yīng)，促進區(qū)域綠色創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。同時通過空間溢出效應(yīng)，其對鄰近區(qū)域的自主創(chuàng)新也將產(chǎn)生積極影響。但隨著環(huán)境能源問題的突出，對自主創(chuàng)新的影響僅考慮FDI是非常片面的。

為充分發(fā)揮FDI溢出效應(yīng)以及能源效率對區(qū)域自主創(chuàng)新的促進作用，促進我國區(qū)域自主創(chuàng)新能力的交互提升，本文認為：首先，應(yīng)充分發(fā)揮FDI帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)以及示范效應(yīng)，加強各省以及省際之間FDI溢出促進的技術(shù)創(chuàng)新。各級政府搭建對外開放合作平臺，鼓勵企業(yè)融入基于國際價值鏈的全球開放分工體系；加大各級資金、技術(shù)、人才投入，給予財政金融優(yōu)惠政策，促進企業(yè)主動參與國際研發(fā)，邊干邊學(xué)，邊學(xué)邊創(chuàng)新，提升自主知識產(chǎn)權(quán)的比重，推動企業(yè)向全球價值鏈高端環(huán)節(jié)發(fā)展。其次，積極引進環(huán)境友好型FDI，引導(dǎo)外資流入知識密集型產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)，促進外資流入產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。各級政府及企業(yè)應(yīng)充分考慮外資引入對環(huán)境、能源的影響，堅決杜絕盲目引進，避免重蹈“先污染后治理”的覆轍。第三，能源效率對區(qū)域自主創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的促進作用。政府應(yīng)完善環(huán)境立法和執(zhí)法，大力倡導(dǎo)循環(huán)經(jīng)濟、綠色創(chuàng)新的理念，增強監(jiān)管和約束企業(yè)及其利益相關(guān)者的生產(chǎn)行為方式，引導(dǎo)其主動研發(fā)綠色節(jié)能技術(shù)，從而提升能源效率及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增加自主創(chuàng)新產(chǎn)出。

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(責(zé)任編輯:風(fēng)云)

SpatialSpilloverEffectsamongFDI、EnergyEfficiencyandIndependentInnovation

HU Xiqin1,2, YANG Qin1

(1.Commercial College, Chengdu University of Technology, Chengdu 610059, China;2.School of Economics, Sichuan University, Chengdu 610065, China)

This paper constructs a SAR model to test the impact of FDI inflow and energy efficiency improvement on China’s independent innovation by using the statistics of 30 provincial administrative regions from 2005 to 2014. The results show that as an important factor of capital investment, FDI can promote the independent innovation in the local area and can also produce obvious region spatial spillover effects on the independent innovation in the adjacent areas. As an important productive material input, the improvement of energy’s efficiency has shown a positive impact on the local independent innovation and adjacent areas’ independent innovation. At the same time, the spatial radiation effect of independent innovation among the provinces is also significant, and the regional innovation capability will be helpful to promote the improvement of regional innovation output. In order to enhance the level of green innovation in China and actively respond to the ‘13th Five-Year green strategy’, it is imperative to put more emphasis on attracting environmental friendly FDI and vigorously develop green energy technology.

Technology Spillover; Energy Efficiency; Green Innovation; Environmental Friendly

2017-03-26

國家自然科學(xué)基金資助項目(71501019)；四川省社會科學(xué)“十三五”規(guī)劃項目(SC16TJ003)；四川省社會科學(xué)“十三五”規(guī)劃項目(SC16B008)

胡錫琴(1974-)，女，重慶開縣人，成都理工大學(xué)商學(xué)院副教授，四川大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生；楊琴(1992-)，女，四川射洪人，成都理工大學(xué)商學(xué)院碩士生。

F062.6

:A

:1004-4892(2017)09-0105-08