邢 震，梁 君

(1.浙江臺(tái)州行政學(xué)院 臺(tái)州民營(yíng)經(jīng)濟(jì)研究中心，浙江 臺(tái)州 318000；2.廣西師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣西 桂林 541004)

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)年均增長(zhǎng)率將近10%，伴隨經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的是積極的貿(mào)易政策和FDI政策[1]。但是2018年以來(lái)的貿(mào)易摩擦事件以及脫離WTO框架的雙邊自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)越來(lái)越多，對(duì)于國(guó)際貿(mào)易的進(jìn)一步開(kāi)放和整合有所不利，具體可以表現(xiàn)為對(duì)外資準(zhǔn)入的態(tài)度。但中國(guó)政府非常重視開(kāi)放，希望在國(guó)際互聯(lián)互通的環(huán)境中促進(jìn)國(guó)際經(jīng)濟(jì)整體的創(chuàng)新和發(fā)展。此外，在確立的五大發(fā)展理念中，“創(chuàng)新”居于首位，并且與“開(kāi)放”同列其中，可以看出國(guó)家對(duì)于開(kāi)放和創(chuàng)新的重視。

能否接納外資或者外資能否進(jìn)入本國(guó)企業(yè)，可以具體反映出一國(guó)的開(kāi)放程度。大多研究認(rèn)為外方投資不僅推動(dòng)著中國(guó)工業(yè)的持續(xù)增長(zhǎng)，而且改變著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)方式，提高了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)質(zhì)量[2]5-11。那么，伴隨著招商引資和外資進(jìn)入程度加深，是否可以提高一國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新水平？盡管已有研究從地區(qū)層面和行業(yè)層面的招商引資或者外資準(zhǔn)入政策變化角度提供了證據(jù)[3～5]，但是從企業(yè)層面研究外來(lái)資本或者外資進(jìn)入程度對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的影響，目前來(lái)看還沒(méi)有涉及。我們具體以微觀企業(yè)中外來(lái)資本占比作為衡量指標(biāo)，具體研究對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，并且從現(xiàn)有研究并沒(méi)有涉及的產(chǎn)業(yè)集聚角度進(jìn)行了機(jī)制檢驗(yàn)。

本文基本邏輯在于：一方面外來(lái)資本可能帶來(lái)了資金投入和先進(jìn)技術(shù)投入，進(jìn)而影響到所投資企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和研發(fā)創(chuàng)新[6]89-93。同時(shí)，外資進(jìn)入企業(yè)帶來(lái)了經(jīng)營(yíng)所有制的變化，外來(lái)資本可以影響到企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理和產(chǎn)品生產(chǎn)，進(jìn)而提高了企業(yè)的管理效率，以及通過(guò)激勵(lì)競(jìng)爭(zhēng)促進(jìn)產(chǎn)品對(duì)接國(guó)際市場(chǎng)[7]711-716。另一方面，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展伴隨著產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，而產(chǎn)業(yè)集聚可以影響地區(qū)或者行業(yè)層面的創(chuàng)新已被大量研究證實(shí)[8～9]。改革開(kāi)放以來(lái)招商引資一直伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和產(chǎn)業(yè)集聚，那么，企業(yè)層面的外來(lái)資本很可能通過(guò)影響產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)而影響到創(chuàng)新，這在下文的機(jī)制檢驗(yàn)部分得以證實(shí)。

本文主要使用1998—2010年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，由于部分年份缺少關(guān)鍵變量，我們最終得到11年的面板數(shù)據(jù)。本文研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)層面的外來(lái)資本占比可以顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且通過(guò)了多重穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)，并且從區(qū)域、行業(yè)特征、要素密集度和是否出口企業(yè)等角度進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)。本文的貢獻(xiàn)主要有兩點(diǎn)：(1)現(xiàn)有研究大多從地區(qū)、行業(yè)或者外資準(zhǔn)入政策角度展開(kāi)研究，因而結(jié)論大多針對(duì)于地區(qū)或者行業(yè)層面，但是并沒(méi)有給予企業(yè)層面的證據(jù)。我們以企業(yè)層面的外來(lái)資本占比作為代理變量，而外資占比伴隨著外方投資和撤資而變化，進(jìn)而可以反映外資在企業(yè)層面的進(jìn)入程度和重要程度。并且我們使用了企業(yè)層面的創(chuàng)新指標(biāo)，因而可以從企業(yè)層面得出外資對(duì)創(chuàng)新的影響。(2)現(xiàn)有研究較少討論外資影響企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，我們認(rèn)為外資進(jìn)入程度、產(chǎn)業(yè)集聚和中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相伴而生，因此以城市-行業(yè)維度的產(chǎn)業(yè)集聚作為中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)，我們首次從企業(yè)層面證明了外資可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。此外，本文主要使用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，并且控制了行業(yè)、城市和年份固定效應(yīng)，從而使得研究結(jié)論更為精確。

本文下面的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是計(jì)量模型、數(shù)據(jù)來(lái)源和變量設(shè)定；第四部分是實(shí)證檢驗(yàn)；最后是結(jié)論性評(píng)述。

二、文獻(xiàn)綜述

地方官員之間圍繞 GDP 增長(zhǎng)而進(jìn)行的“晉升錦標(biāo)賽”是中國(guó)地方官員推動(dòng)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要激勵(lì)來(lái)源[10]。而在“晉升錦標(biāo)賽”的激勵(lì)下，外商投資成為地方政府的爭(zhēng)奪對(duì)象，江飛濤等(2012)[11]認(rèn)為財(cái)政分權(quán)體制和晉升競(jìng)爭(zhēng)體制使得地方政府具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)干預(yù)企業(yè)投資和利用各種優(yōu)惠政策招商引資，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

現(xiàn)有研究大多肯定了外來(lái)資本或者外方投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用。Blomstr?m和Sj?holm(1999)[12]認(rèn)為外方投資是發(fā)展中國(guó)家獲得先進(jìn)技術(shù)的主要來(lái)源，對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到重要作用。Alfaro et al(2004)[6]94-98認(rèn)為外商投資可以為一國(guó)帶來(lái)先進(jìn)的技術(shù)、新產(chǎn)品、新的管理經(jīng)驗(yàn)和模式，進(jìn)而很大程度上促進(jìn)了所在國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)也表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要資金來(lái)源是外商直接投資，外資經(jīng)濟(jì)可以推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和改變中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，進(jìn)而提高中國(guó)的發(fā)展質(zhì)量[2]15-16。盧荻(2003)[13]研究也發(fā)現(xiàn)外商投資在產(chǎn)業(yè)層面有助于改進(jìn)資源優(yōu)化配置，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

Loukil(2016)[3]38-40認(rèn)為外商直接投資可以為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)帶來(lái)額外的溢出效應(yīng)，并且發(fā)現(xiàn)一國(guó)技術(shù)門(mén)檻較低時(shí)，外商投資對(duì)創(chuàng)新具有負(fù)面影響，當(dāng)達(dá)到一定門(mén)檻后，外商投資將提升一國(guó)的創(chuàng)新水平。Roy和Acharyya(2009)[14]認(rèn)為在競(jìng)爭(zhēng)威脅的情況下，外國(guó)出口企業(yè)進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)將使得市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)變得激烈，最終促進(jìn)本國(guó)企業(yè)創(chuàng)新。Zhang和Roelfsema(2015)[4]29-33研究了中國(guó)對(duì)外開(kāi)放與中國(guó)各地區(qū)創(chuàng)新差異之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)外商投資和出口較多地區(qū)的創(chuàng)新水平更高。關(guān)于外資與創(chuàng)新的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)，李蕊(2008)[15]認(rèn)為通過(guò)FDI的溢出效應(yīng)提高本國(guó)的技術(shù)水平和創(chuàng)新能力。邱立成等(2017)[5]152以2003年外資準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)變化為實(shí)驗(yàn)，驗(yàn)證了外資自由化可以提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且依賴于企業(yè)與前沿技術(shù)水平的差距。以上可以看出大多研究肯定了外資對(duì)提升創(chuàng)新的積極作用，但是也有相反意見(jiàn)，如羅偉和葛順奇(2015)[16]認(rèn)為跨國(guó)公司進(jìn)入將對(duì)我國(guó)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生抑制效應(yīng)。

綜合來(lái)看，現(xiàn)有研究大多肯定了外商投資對(duì)于一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和創(chuàng)新的積極作用。其中，盡管有研究涉及外資和創(chuàng)新的研究，但是無(wú)一例外集中于國(guó)家、地區(qū)和行業(yè)層面，并沒(méi)有給予微觀企業(yè)層面的證據(jù)。我們?cè)谝延醒芯康幕A(chǔ)上，使用企業(yè)層面的外資占比作為代理變量，進(jìn)而給出了企業(yè)層面的證據(jù)。而且現(xiàn)有研究大多沒(méi)有剖析其中的作用機(jī)制，我們認(rèn)為中國(guó)FDI政策、產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相伴而生，外資進(jìn)入可能促進(jìn)了中國(guó)的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用。

現(xiàn)有研究大多肯定了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的積極作用[17～19]。杜威劍和李夢(mèng)潔(2015)[8]8-9研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策和新產(chǎn)品產(chǎn)出具有顯著的促進(jìn)作用，甚至在合適的政策條件下，可以發(fā)揮技術(shù)研發(fā)的集聚效應(yīng)，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和實(shí)現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[9]46。而產(chǎn)業(yè)集聚的影響因素與外商投資密切相關(guān)，向永輝(2013)[20]73-90認(rèn)為外商投資帶來(lái)的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)和政策優(yōu)惠就形成了一種無(wú)窮反復(fù)的相互作用。外資企業(yè)傾向于在產(chǎn)業(yè)集聚中心進(jìn)行投資[21]，并且反過(guò)來(lái)，產(chǎn)業(yè)集聚也可以影響外商投資的區(qū)位選擇[22～24]。

盡管已有研究視角不同，但卻為本文提供了很好的依據(jù)和研究方法。我們?cè)谝延醒芯炕A(chǔ)上，重點(diǎn)從企業(yè)層面出發(fā)，研究企業(yè)的外資占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，并且從產(chǎn)業(yè)集聚角度分析了其中的影響機(jī)制。

三、計(jì)量模型、數(shù)據(jù)來(lái)源和變量設(shè)定

(一)計(jì)量模型

本文具體使用控制二位數(shù)行業(yè)、城市和年份的固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為了排除樣本之間相互影響而造成異方差，我們?cè)诔鞘袑用婕泳垲?lèi)處理，本文基本計(jì)量模型如下所示。

innovationjt=at+ar+ai+βfdijt+∑nlnXjtn+djt

(1)

其中，r、i、t分別代表地級(jí)市、二位數(shù)行業(yè)和年份，j和n表示企業(yè)和控制變量個(gè)數(shù)，X表示相應(yīng)的控制變量。

其中β為本文關(guān)注的重點(diǎn)，當(dāng)β大于0時(shí)，說(shuō)明外資占比可以提升企業(yè)的創(chuàng)新水平，當(dāng)β小于0時(shí)，說(shuō)明外資占比越高則越不利于創(chuàng)新水平的提升。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要使用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，具體使用1998—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。由于企業(yè)創(chuàng)新可以用研發(fā)和新產(chǎn)品產(chǎn)出值來(lái)衡量，但是我們的研發(fā)數(shù)據(jù)僅到2003年，而新產(chǎn)品產(chǎn)出值數(shù)據(jù)可以到2010年，因此使用新產(chǎn)品產(chǎn)出值來(lái)衡量創(chuàng)新。其中2004年和2008年缺少新產(chǎn)品產(chǎn)出值數(shù)據(jù)，因此，我們使用的數(shù)據(jù)為1998—2003、2005—2007、2009—2010年，共11年的微觀層面數(shù)據(jù)。

中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)量巨大并且處理方法復(fù)雜，我們借鑒目前比較通用的方法進(jìn)行處理[25～26]。由于在研究時(shí)間段內(nèi)國(guó)民行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)發(fā)生了變化，1998—2002年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)使用的是國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)(GB/T4754-1994)，2003—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)使用的是國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)(GB/T4754-2002)，為了使得行業(yè)代碼保持一致性，本文將以國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)(GB/T4754-2002)為一致標(biāo)準(zhǔn)。本文對(duì)地區(qū)代碼進(jìn)行一致性處理，根據(jù)中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的行政區(qū)劃代碼，我們將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的地區(qū)代碼統(tǒng)一轉(zhuǎn)化。

工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)涵蓋了全部國(guó)有企業(yè)和產(chǎn)品銷(xiāo)售收入(主營(yíng)業(yè)務(wù)收入)在500萬(wàn)以上的非國(guó)有企業(yè)，行業(yè)范圍為規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)。通過(guò)數(shù)據(jù)整理發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)有些數(shù)據(jù)關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失，故本文剔除總資產(chǎn)、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值等變量缺失的數(shù)據(jù)。對(duì)于職工人數(shù)小于30人，總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊等不符合會(huì)計(jì)規(guī)則數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除。

(三)變量設(shè)定

已有研究大多使用地區(qū)層面的外方投資數(shù)據(jù)，但是并不能衡量企業(yè)層面的外資進(jìn)入程度。隨著市場(chǎng)化程度加深，企業(yè)的混合所有制形式越來(lái)越常見(jiàn)，其中主要可以用外來(lái)資本占公司總資本的比重來(lái)衡量企業(yè)層面的外資進(jìn)入情況，并且隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和投資的深入，外方投資最終將以公司資本金的形式體現(xiàn)。同時(shí)，伴隨著外資進(jìn)入、兼并和退出，外來(lái)資本金比例也會(huì)發(fā)生變化。因此，我們構(gòu)建企業(yè)層面的外資占比指標(biāo)(fdi)，具體使用外商資本金和港澳臺(tái)資本金的和占公司實(shí)收資本的比重衡量。

我們主要使用企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)出值來(lái)衡量創(chuàng)新，參照已有研究，企業(yè)創(chuàng)新(inno)用企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)出值占企業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)衡量[27]。

為了排除其他潛在因素的影響，我們?cè)诜匠讨屑尤肟刂谱兞俊Ｆ髽I(yè)年齡(age)使用企業(yè)實(shí)際存在時(shí)間的對(duì)數(shù)來(lái)衡量。企業(yè)規(guī)模(scale)使用企業(yè)職工人數(shù)的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量。要素密集度(lnkl)使用企業(yè)人均固定資產(chǎn)的對(duì)數(shù)來(lái)衡量，固定資產(chǎn)使用不變基期的固定資產(chǎn)指數(shù)進(jìn)行折算。企業(yè)利潤(rùn)率(profitrate)使用企業(yè)利潤(rùn)總額除以生產(chǎn)總值來(lái)衡量。勞動(dòng)生產(chǎn)率(TFP)使用企業(yè)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)來(lái)衡量，生產(chǎn)總值用不變基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)來(lái)衡量。市場(chǎng)集中度(hhi)用以反映行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度，hhii=∑j(yij)2，其中yij表示i行業(yè)中j企業(yè)的就業(yè)人口比重。企業(yè)運(yùn)行成本(cost)使用財(cái)務(wù)費(fèi)用、管理費(fèi)用、產(chǎn)品銷(xiāo)售費(fèi)用和利息支出的和除以工業(yè)總產(chǎn)值來(lái)衡量。出口強(qiáng)度(export)使用企業(yè)出口交貨值除以銷(xiāo)售產(chǎn)值來(lái)衡量。表1為本文基本變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果

我們首先分別使用隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，然后用豪斯曼方法(Hausman-test)進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值等于0，則拒絕原假設(shè)，則本文適合固定效應(yīng)模型，基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。回歸結(jié)果顯示，fdi的系數(shù)通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明外資占比可以顯著的提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且隨著加入固定效應(yīng)和調(diào)整聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤后，fdi的系數(shù)絕對(duì)值得以逐步增大。

其中模型(1)為普通隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，模型(2)為面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)回歸模型。模型(3)到模型(6)逐步加入了二位數(shù)行業(yè)層面的固定效應(yīng)、城市層面的固定效應(yīng)和年份層面的固定效應(yīng)，并且在城市層面加聚類(lèi)處理，從而可以避免樣本不隨行業(yè)、城市和年份變化等因素的干擾，以及樣本個(gè)體相關(guān)而導(dǎo)致的異方差問(wèn)題。

對(duì)于核心解釋變量的解釋：一方面，企業(yè)外資占比越高則國(guó)外企業(yè)帶來(lái)的資本和技術(shù)投入更多，而資本投入可以使得企業(yè)獲得更多的研發(fā)資金進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，同時(shí)外來(lái)技術(shù)投入可以直接提升企業(yè)的技術(shù)層次，使得企業(yè)技術(shù)水平與國(guó)際接軌，最終提升企業(yè)整體的技術(shù)和創(chuàng)新水平[6～7]。另一方面，外資占比越高則國(guó)外企業(yè)在公司得到主導(dǎo)權(quán)越大，從而有利于提高國(guó)內(nèi)企業(yè)的管理水平以及與國(guó)際市場(chǎng)接軌程度，甚至有利于打破國(guó)有企業(yè)體制相對(duì)僵化的局面，最終提升企業(yè)的運(yùn)行效率和創(chuàng)新水平。

對(duì)于控制變量的解釋，從回歸結(jié)果來(lái)看，控制變量的系數(shù)方向相對(duì)比較穩(wěn)定，而且基本通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，系數(shù)方向與已有理論和研究結(jié)論一致，說(shuō)明本文選擇的控制變量是合理和有效的。企業(yè)年齡(age)的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明企業(yè)存在時(shí)間越長(zhǎng)則創(chuàng)新水平越低，原因在于在位時(shí)間長(zhǎng)的企業(yè)具有相對(duì)穩(wěn)定的市場(chǎng)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，因而缺乏動(dòng)力進(jìn)行研發(fā)新產(chǎn)品。企業(yè)規(guī)模(scale)的系數(shù)為正數(shù)，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模越大則創(chuàng)新水平越高，主要在規(guī)模大的企業(yè)具有更多的資金投入研發(fā)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新水平。要素密集度(lnkl)的系數(shù)為正向，說(shuō)明越是接近資本密集型的企業(yè)的創(chuàng)新水平越高，原因在于勞動(dòng)密集型企業(yè)的技術(shù)水平相對(duì)較低，并且更多依賴于低端勞動(dòng)力投入，而資本密集型企業(yè)更需要依賴于技術(shù)，因而更可能投入研發(fā)和創(chuàng)新。企業(yè)利潤(rùn)率(profitrate)的系數(shù)為正但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但是定性分析與常識(shí)相符合，利潤(rùn)越高的企業(yè)越有能力投入研發(fā)和引進(jìn)技術(shù)。

勞動(dòng)生產(chǎn)率(TFP)的系數(shù)為正數(shù)，大多研究論證了生產(chǎn)率與創(chuàng)新的正相關(guān)關(guān)系[28]，我們不再贅述。市場(chǎng)集中度(hhi)的系數(shù)為正數(shù)，主要在于集中度較高的行業(yè)大多是壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，在位企業(yè)要想保持在行業(yè)的地位，就必須不斷進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新以滿足競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的要求。企業(yè)成本(cost)基本沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但是系數(shù)方向?yàn)樨?fù)，主要在于成本較高的企業(yè)的利潤(rùn)水平和經(jīng)營(yíng)績(jī)效相對(duì)較低，因而進(jìn)行研發(fā)的投入和意愿相對(duì)較低。出口強(qiáng)度(export)的系數(shù)顯著為正數(shù)，主要原因在于企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品要想打入國(guó)際市場(chǎng)，就必須符合國(guó)際市場(chǎng)的需要，進(jìn)而需要不斷投入研發(fā)以滿足市場(chǎng)要求。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

因?yàn)槠髽I(yè)中外資比重可能隨著時(shí)間變化而增大投入或者減少投入，其中涉及到兼并和退出，以及因?yàn)橘Y本比例變化而導(dǎo)致的企業(yè)性質(zhì)變化。因此，我們將其分段進(jìn)行回歸，以觀察外資占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的穩(wěn)健性，具體分為1998—2001、2002—2006、2007—2010三個(gè)時(shí)間段，回歸結(jié)果如表3模型(1)到模型(3)所示，可以看出fdi的系數(shù)顯著為正，這與前文一致，說(shuō)明考慮時(shí)間因素后本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

替換創(chuàng)新指標(biāo)(inno1)，依然使用新產(chǎn)品產(chǎn)值來(lái)衡量創(chuàng)新，具體使用不變工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)平減后取對(duì)數(shù)表示，對(duì)于數(shù)值為0的企業(yè)依然設(shè)置為0，回歸結(jié)果如模型(4)所示?？梢钥闯?，創(chuàng)新替代指標(biāo)(inno1)的系數(shù)顯著為正數(shù)，這與前文回歸結(jié)果穩(wěn)健一致。

替換外資占比指標(biāo)(fdi1)，我們將具有外來(lái)資本的企業(yè)設(shè)置為1，其他設(shè)置為0，回歸結(jié)果如模型(5)和模型(6)所示，可以看出fdi1的系數(shù)顯著為正數(shù)，并且對(duì)于創(chuàng)新的替代指標(biāo)(inno1)，回歸結(jié)果具有一致性。

因此，通過(guò)分時(shí)間段回歸，以及替換解釋變量和被解釋變量指標(biāo)，回歸結(jié)果與前文穩(wěn)健一致，這說(shuō)明本文通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分段回歸和替換指標(biāo)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應(yīng)，以及在城市層面加入聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

除此之外，我們需要進(jìn)一步考慮內(nèi)生性的影響，內(nèi)生性產(chǎn)生的原因包括遺漏變量和變量相互決定等方面，我們?cè)谖闹屑尤肓丝刂谱兞恳约翱刂屏硕粩?shù)行業(yè)、城市和年份固定效應(yīng)，并且在城市層面加入了聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。因此，遺漏變量引起內(nèi)生性的可能性微乎其微，而變量相互決定更可能是引起內(nèi)生的潛在原因。其基本邏輯為：外來(lái)資本可以通過(guò)資本投入、技術(shù)引進(jìn)或者管理經(jīng)驗(yàn)而引發(fā)企業(yè)研發(fā)或者引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。同時(shí)，隨著創(chuàng)新水平提升，企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效得以提升，那么更有可能引發(fā)更大的外來(lái)資本投入。因此，企業(yè)外資占比與創(chuàng)新之間存在一定的相互決定的可能。

借鑒已有研究的思路，有研究認(rèn)為使用核心解釋變量的滯后期可以減弱潛在的內(nèi)生性[29]，我們分別使用fdi的滯后一期和滯后二期作為核心解釋變量的替代變量，并且使用兩種創(chuàng)新指標(biāo)inno和inno1，回歸結(jié)果如表4中模型(1)到模型(4)所示?？梢钥闯觯琭di的滯后一期和滯后二期的系數(shù)顯著為正數(shù)，說(shuō)明在考慮內(nèi)生性影響后，本文結(jié)果穩(wěn)健一致。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應(yīng)，以及在城市層面加入聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。

進(jìn)一步使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行內(nèi)生檢驗(yàn)，并且使用fdi的滯后一期作為工具變量，回歸結(jié)果如模型(5)和模型(6)所示。我們檢驗(yàn)了工具變量是否具有內(nèi)生性，檢驗(yàn)結(jié)果顯示工具變量是外生的，并且回歸結(jié)果顯示fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，與本文基本結(jié)論一致，則在進(jìn)一步排除內(nèi)生性后本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)時(shí)間趨勢(shì)和機(jī)制檢驗(yàn)

1.時(shí)間趨勢(shì)檢驗(yàn)

前文中我們按照時(shí)間進(jìn)行了分段檢驗(yàn)，但是隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，民營(yíng)企業(yè)逐步成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及創(chuàng)新的重要力量，是否外資占比越高就一定能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，我們需要進(jìn)一步檢驗(yàn)外資占比(fdi)隨時(shí)間的邊際影響。我們?cè)O(shè)置年份虛擬變量(year_dum)，例如在2002年，則當(dāng)年設(shè)置為1，其他年份設(shè)置為0，其他年份類(lèi)同，并且將外資占比(fdi)分別乘以歷年的年份虛擬變量(year_dum)，則2002年可以表示為fdi_2002，具體如公式(2)所示，其中λ為我們關(guān)注的重點(diǎn)，回歸結(jié)果如表5所示。

INDUi=at+ar+ai+∑mλmfdi_yearjtm+∑nlnXjtn+djt

(2)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤。

從表5中可以看出，fdi歷年回歸結(jié)果的系數(shù)顯著為正數(shù)，但是系數(shù)絕對(duì)值整體呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢(shì)，我們將歷年fdi系數(shù)值一一列出，并且繪制如圖1所示。從圖1可以看出，不管是inno還是inno1，fdi隨時(shí)間的邊際效應(yīng)基本呈現(xiàn)倒“U”型，這說(shuō)明fdi對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用盡管為正向，但是fdi對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用呈現(xiàn)先增長(zhǎng)后減小的變化趨勢(shì)。我們認(rèn)為，其原因在于：一方面企業(yè)外資比重并非越大越好，隨著行業(yè)中外資參與程度加深反而可能降低整體的競(jìng)爭(zhēng)程度，甚至使得外資企業(yè)成為壟斷企業(yè)，進(jìn)而降低了整體的創(chuàng)新水平。另一方面，一國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展依賴于內(nèi)資企業(yè)，特別是民營(yíng)企業(yè)，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，外來(lái)資本帶來(lái)的資本投入和技術(shù)投入對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展邊際作用越來(lái)越小，而更加需要本國(guó)企業(yè)投入研發(fā)或者引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)來(lái)提升創(chuàng)新水平。因此，對(duì)于fdi的時(shí)間邊際作用呈現(xiàn)倒“U”型符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的國(guó)情。

2.機(jī)制檢驗(yàn)

產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對(duì)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了積極的促進(jìn)作用，并且得到大量研究的證實(shí)[17～19]。而外方投資可以通過(guò)集聚效應(yīng)對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來(lái)積極的促進(jìn)作用[20]55-73。那么，產(chǎn)業(yè)集聚是否是外資促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的中介因素？我們參照李勝旗和毛其淋(2017)[30]的方法，借助中介效應(yīng)模型來(lái)揭示其中的影響渠道，基本方程如公式(3)和公式(4)所示，回歸結(jié)果如表6所示。

INDUi=at+ar+ai+βfdijt+∑nlnXjtn+djt

(3)

innovationjt=at+ar+ai+βfdijt+dINDUi+∑nlnXjtn+djt

(4)

(5)

但是，Ellison和Glaeser(1999)[31]的方法綜合考慮到了地區(qū)和行業(yè)因素，那么集聚效應(yīng)主要體現(xiàn)在地區(qū)層面，還是行業(yè)層面？我們借鑒Martin et al(2011)[32]的方法，在城市層面和二位數(shù)行業(yè)層面分別構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)。行業(yè)層面的集聚(localagg)主要用城市中企業(yè)所在行業(yè)的其他企業(yè)就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量，城市層面的集聚(urbanagg)主要用同一城市其他行業(yè)的就業(yè)規(guī)模來(lái)衡量，具體構(gòu)造如公式(6)和公式(7)所示。

localaggijct=ln(ejct-eijct+1)

(6)

urbanaggijct=ln(ect-ejct+1)

(7)

表6為中介效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，從模型(1)可以看出，fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，這說(shuō)明企業(yè)外資占比越高則產(chǎn)業(yè)集聚程度越高。模型(2)和模型(3)中INDU的系數(shù)顯著為正數(shù)，說(shuō)明即使不考慮外資的影響，產(chǎn)業(yè)集聚可以正向影響企業(yè)創(chuàng)新水平。因此，綜合模型(1)到模型(3)可以得出，產(chǎn)業(yè)集聚是企業(yè)外資占比影響創(chuàng)新的中介渠道，可以通過(guò)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚程度進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。

但是，到底是通過(guò)行業(yè)層面的集聚效應(yīng)，還是城市層面的集聚效應(yīng)？通過(guò)模型(4)到模型(9)可以得出相關(guān)結(jié)論。從模型(4)可以看出，fdi的系數(shù)并不顯著，因此企業(yè)的外資占比并不能顯著的提升行業(yè)層面的集聚效應(yīng)，結(jié)合模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果，行業(yè)層面的集聚效應(yīng)并不是外資占比影響企業(yè)創(chuàng)新的中介渠道。模型(7)的回歸結(jié)果顯示，fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，并且模型(8)和模型(9)中urbanagg的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明城市層面的集聚效應(yīng)是企業(yè)外資占比影響創(chuàng)新的中介渠道，通過(guò)提高城市層面的集聚效應(yīng)進(jìn)而提高了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

因此，綜合來(lái)看，地區(qū)層面的集聚效應(yīng)相對(duì)更為重要，地方政府更應(yīng)該積極促進(jìn)整個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚，而不應(yīng)單單集中重視某些重點(diǎn)扶持的產(chǎn)業(yè)。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)：集聚效應(yīng)及其分解

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應(yīng)，以及在城市層面加入聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。

(四)進(jìn)一步的異質(zhì)性檢驗(yàn)

中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)化程度更高，并且是外資的重要流入地[33]。從數(shù)據(jù)來(lái)看，東部地區(qū)企業(yè)平均的外資占比達(dá)到20%左右，中部和西部地區(qū)基本相同，為3.5%左右。可以看出，東部地區(qū)的外資占比遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，因此，我們主要從地區(qū)層面進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。由于東部地區(qū)樣本占90%以上，中西部樣本較少，我們將具體分為東部地區(qū)樣本組和中西部地區(qū)樣本組，回歸結(jié)果如表7中模型(1)到模型(4)所示?？梢钥闯?，東部地區(qū)樣本組fdi的系數(shù)顯著為正數(shù)，與本文基本結(jié)論一致，而中西部地區(qū)則不顯著。我們認(rèn)為，主要與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)、產(chǎn)業(yè)更為集中有關(guān)，因而外資主要集中在了東部地區(qū)，并且提升了東部地區(qū)的創(chuàng)新水平。中西部地區(qū)由于外資相對(duì)稀缺，作用并不明顯，因此中西部地區(qū)地方政府更應(yīng)當(dāng)加大招商引資力度。

我們進(jìn)一步從行業(yè)性質(zhì)方面進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，具體分為重工業(yè)和輕工業(yè)樣本組，回歸結(jié)果如表7中模型(5)到模型(6)所示?？梢钥闯鰂di的系數(shù)都顯著為正數(shù)，說(shuō)明不管是重工業(yè)還是輕工業(yè)，外資占比都能顯著地提高企業(yè)創(chuàng)新水平。為了系數(shù)可以進(jìn)行比較，我們將其標(biāo)準(zhǔn)化，可以看出重工業(yè)樣本組的系數(shù)值更大，說(shuō)明外資占比更能提升重工業(yè)部門(mén)的創(chuàng)新。這主要是因?yàn)檩p工業(yè)相對(duì)技術(shù)層次更低，像紡織、服裝等行業(yè)大多為勞動(dòng)密集型，更需要?jiǎng)趧?dòng)力投入，因此對(duì)創(chuàng)新和先進(jìn)技術(shù)的依賴程度較低。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)：區(qū)域和是否重工業(yè)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果?；貧w方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應(yīng)，以及在城市層面加入聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。

每個(gè)企業(yè)的要素密集度不同，并且可以根據(jù)要素密集度具體分為資本密集型和勞動(dòng)密集型企業(yè)。我們根據(jù)控制變量要素密集度(lnkl)進(jìn)行二分位劃分，將處于50%～100%的企業(yè)作為資本密集型樣本組，將處于0%-50%的企業(yè)作為勞動(dòng)密集型樣本組，具體的回歸結(jié)果如表8中模型(1)到模型(4)所示?？梢钥闯鰂di的系數(shù)顯著為正數(shù)，但是系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化后，資本密集型樣本組的系數(shù)值相對(duì)更大，說(shuō)明外資占比對(duì)于資本密集型企業(yè)更能提升創(chuàng)新水平。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛離不開(kāi)加工貿(mào)易和一般貿(mào)易。截止2018年，出口占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重依然達(dá)到30%左右，因此我們從企業(yè)是否為出口企業(yè)角度來(lái)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。具體將具有出口交貨值的企業(yè)歸類(lèi)為出口企業(yè)樣本組，其他作為非出口企業(yè)樣本組，回歸結(jié)果如模型(7)和模型(8)所示?？梢钥闯鰂di的系數(shù)顯著為正數(shù)，但是出口企業(yè)樣本組的系數(shù)大于非出口企業(yè)樣本組，說(shuō)明外資占比更能促進(jìn)出口企業(yè)創(chuàng)新。主要在于出口企業(yè)的產(chǎn)品對(duì)接國(guó)際市場(chǎng)，需要不斷更新?lián)Q代來(lái)跟上國(guó)際市場(chǎng)的需要，因而競(jìng)爭(zhēng)程度更高。同時(shí)，外資企業(yè)更加青睞于出口企業(yè)，特別是加工貿(mào)易行業(yè)，因而外資的作用相對(duì)更大。

表8 異質(zhì)性檢驗(yàn)：要素密集度和是否出口企業(yè)

注：*、**和***分別表示10%、5%和 1%以上的水平顯著，括號(hào)內(nèi)為協(xié)方差調(diào)整后的標(biāo)準(zhǔn)誤，限于篇幅不再列出控制變量的回歸結(jié)果。回歸方程控制了二位數(shù)行業(yè)、城市和年份層面的固定效應(yīng)，以及在城市層面加入聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、結(jié)論性評(píng)述

本文主要使用1998—2010年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，使用固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)層面的外資占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，外資占比對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新水平具有顯著的促進(jìn)作用，并且通過(guò)了分時(shí)間段、替換指標(biāo)以及潛在的內(nèi)生性檢驗(yàn)。我們認(rèn)為，外資是外來(lái)資本投入和技術(shù)投入的來(lái)源，可以帶來(lái)資金進(jìn)行研發(fā)或者引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。同時(shí)，外資可能帶來(lái)先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)，也有利于提升企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和創(chuàng)新。第二，外資占比的時(shí)間趨勢(shì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，外資占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用先增大后減小，呈現(xiàn)倒“U”型。說(shuō)明外資對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用并非一直增大，其原因可能與隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，內(nèi)資企業(yè)特別是民營(yíng)企業(yè)的作用越來(lái)越大有關(guān)。第三，機(jī)制檢驗(yàn)部分發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚是外資占比促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的中介變量，說(shuō)明隨著外資的進(jìn)入，外資占比促進(jìn)了地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，并且集聚效應(yīng)可以顯著地影響企業(yè)創(chuàng)新行為。此外，產(chǎn)業(yè)集聚主要體現(xiàn)在地區(qū)層面的集聚效應(yīng)，在行業(yè)層面并不顯著。第四，異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，外資占比僅在東部地區(qū)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有促進(jìn)作用，中西部地區(qū)則不顯著，并且對(duì)重工業(yè)行業(yè)、資本密集型和出口企業(yè)的促進(jìn)作用要比對(duì)輕工業(yè)行業(yè)、勞動(dòng)密集型和非出口企業(yè)的促進(jìn)作用大。

本文基本結(jié)論顯示，外資對(duì)中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新水平具有顯著的促進(jìn)作用。我們認(rèn)為，當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展依然需要考慮到外資因素，吸引外資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、企業(yè)創(chuàng)新水平和效率提升都能起到積極的促進(jìn)作用，這與國(guó)家要求進(jìn)一步擴(kuò)大開(kāi)放的指導(dǎo)方向相符合。并且需要特別重視中西部地區(qū)的發(fā)展，激勵(lì)地方官員積極地引進(jìn)外資和先進(jìn)技術(shù)。因此，我們建議依然應(yīng)當(dāng)把招商引資放在重要位置，外資的直接作用將促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且，外資進(jìn)入可以直接或間接引進(jìn)高端技術(shù)，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)效率和創(chuàng)新水平，最終促進(jìn)地區(qū)的高質(zhì)量增長(zhǎng)。

從機(jī)制檢驗(yàn)部分發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚特別是地區(qū)層面的集聚效應(yīng)是外資影響創(chuàng)新的重要渠道。我們認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)集聚程度加深是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的表征現(xiàn)象，外資是影響企業(yè)創(chuàng)新水平的外在因素，因此需要在擴(kuò)大開(kāi)放和加大招商引資的同時(shí)，更加積極培育地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚。除此之外，政府可以制定和實(shí)施積極的產(chǎn)業(yè)政策來(lái)促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚，可以通過(guò)重點(diǎn)培育招商引資的企業(yè)或給予研發(fā)補(bǔ)貼的方式以提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。