【正文】 還有待更深層次的挖掘。分析了FDI對(duì)于東部六省的技術(shù)創(chuàng)新的影響見(jiàn)表2：%%，在1%的顯著性水平下也顯著。因此，基于解釋變量的內(nèi)生性與多重共線性?xún)煞矫娴目紤]，問(wèn)題在于人均GDP，科研開(kāi)發(fā)的物質(zhì)資本投入和技術(shù)市場(chǎng)合同交易額在很大程度上可以被各地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所解釋?zhuān)以撟兞颗c其他變量的相關(guān)性較高，因此本文在接下來(lái)的回歸中獎(jiǎng)物質(zhì)資本變量刪除。同時(shí)，人均GDP的水平越高通常當(dāng)?shù)貙?duì)科研開(kāi)發(fā)的投入也相對(duì)較高。在H2假設(shè)條件下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量服從相應(yīng)自由度下的F分布，即：～其中，為變量系數(shù)個(gè)數(shù)。因此，建立面板模型的第一步便是檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)九斤符合上面哪種模型形式，從而避免模型設(shè)定的偏差，提高參數(shù)估計(jì)的有效性。選擇對(duì)數(shù)形式的原因在于方程量變同時(shí)取對(duì)數(shù)以后，解釋變量前的系數(shù)所表示的就是彈性的概念，便于經(jīng)驗(yàn)結(jié)果的比較。對(duì)河北省FDI的預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，為了增加模型建立的擬合準(zhǔn)確性，則增加了19941996年的數(shù)據(jù)，均來(lái)自河北省統(tǒng)計(jì)公報(bào)。D人員數(shù)（L）（單位：萬(wàn)人）作為當(dāng)?shù)乜蒲械娜肆ν度?；由于中?guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性，選取當(dāng)?shù)氐娜司鶉?guó)民生產(chǎn)總值（PGDP）（單位：億元）來(lái)體現(xiàn)；而要考慮到當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新環(huán)境對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響選取地區(qū)技術(shù)市場(chǎng)的交易合同金額（T）（單位：億元）衡量當(dāng)?shù)貏?chuàng)新參與者之間的技術(shù)交往關(guān)系，間接反映創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)中各參與者之間交換和合作的強(qiáng)度。由于計(jì)量性的實(shí)證研究受到統(tǒng)計(jì)指標(biāo)和數(shù)據(jù)獲取的限制，多采用專(zhuān)利申請(qǐng)或授權(quán)量作為區(qū)域創(chuàng)新能力的代理變量。FDI技術(shù)溢出并不明顯，相反，F(xiàn)DI對(duì)本地企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)是擠出的、替代的。國(guó)內(nèi)對(duì)FDI的溢出效應(yīng)的定量分析也有較大的進(jìn)展，但是論證的觀點(diǎn)也存在較大的差異。但是，也有事實(shí)證明，F(xiàn)DI對(duì)部分地區(qū)的自己創(chuàng)新能力存在擠出效應(yīng)。為了探求FDI對(duì)河北省的區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，本文選取了1996年至2007年?yáng)|部六省的數(shù)據(jù)，對(duì)比其他東部省份，分析河北省FDI對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，同時(shí)對(duì)河北省未來(lái)幾年的引資情況采用時(shí)間序列分析的方法作出了預(yù)測(cè)，但是有必要在預(yù)測(cè)河北省的FDI值時(shí)，考慮1997年亞洲金融危機(jī)的干預(yù)影響，本文采用了InterventionARIMA模型對(duì)河北省的FDI進(jìn)行預(yù)測(cè)。但是，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)通過(guò)漸進(jìn)式的市場(chǎng)化改革和大規(guī)模的內(nèi)外投資，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。第三階段是2001年底中國(guó)加入世界貿(mào)易組織以后，從2002年開(kāi)始，F(xiàn)DI又進(jìn)入一個(gè)新的發(fā)展階段，當(dāng)年突破了500億美元，2002005年均突破600億美元。當(dāng)年FDI比1991年增加一倍以上，超過(guò)了100億美元?；仡欀袊?guó)利用外資所走過(guò)的路程，我們就不得不提及以下三個(gè)階段[18]： 第一階段：1992年以前，中國(guó)雖然在政策上制定了很多鼓勵(lì)外資和華僑資本直接投資的政策，但真正進(jìn)入中國(guó)市場(chǎng)的投資很少。在世界新科技革命推動(dòng)下，國(guó)民財(cái)富的增長(zhǎng)和人類(lèi)生活的改善越來(lái)越有賴(lài)于知識(shí)的積累和創(chuàng)新、自主創(chuàng)新，尤其是科技創(chuàng)新能力日益成為國(guó)際綜合國(guó)力競(jìng)爭(zhēng)的焦點(diǎn)。區(qū)域創(chuàng)新能力不等于科技能力，也不等于科技競(jìng)爭(zhēng)力，但科技能力和科技競(jìng)爭(zhēng)力是區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)。結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)東部六省產(chǎn)生了技術(shù)“溢出效應(yīng)”，確實(shí)提高了區(qū)域創(chuàng)新能力，但是，F(xiàn)DI對(duì)河北省卻沒(méi)有產(chǎn)生顯著性的技術(shù)溢出效應(yīng)，分析原因可能是沒(méi)有跨越FDI溢出效應(yīng)的“門(mén)檻”。河北省區(qū)域創(chuàng)新能力影響因素研究II摘 要區(qū)域創(chuàng)新能力（Regional Innovation Capability）是指一個(gè)地區(qū)將新知識(shí)轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品、新工藝、新服務(wù)的能力，其核心是促進(jìn)創(chuàng)新機(jī)構(gòu)間的互動(dòng)和聯(lián)系，表現(xiàn)為對(duì)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的貢獻(xiàn)能力[2]。本文利用東部六省19962007年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了實(shí)際利用外商直接投資（FDI）對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，同時(shí)分析了河北省同其他東部省份的差距，并作了預(yù)測(cè)。其核心是促進(jìn)創(chuàng)新機(jī)構(gòu)間的互動(dòng)和聯(lián)系，表現(xiàn)為對(duì)區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的貢獻(xiàn)能力。此外，德國(guó)的巴登—符騰堡地區(qū)、“第三意大利”的伊米莉亞—羅馬涅地區(qū)以及中國(guó)的中關(guān)村也都是通過(guò)區(qū)域創(chuàng)新獲得新的區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的。我國(guó)是利用外商直接投資的大國(guó)，研究利用FDI推動(dòng)企業(yè)自主創(chuàng)新的問(wèn)題在新的時(shí)期具有非常重要的意義。第二階段是1992年鄧小平南巡講話以后，國(guó)內(nèi)掀起了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新高潮，也吸引了大量的FDI進(jìn)入。但是并沒(méi)有恢復(fù)所有投資者的信心，外商直接投資的數(shù)額出現(xiàn)下降。外資企業(yè)在改變我們傳統(tǒng)的經(jīng)營(yíng)方式、經(jīng)營(yíng)觀念，提升市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等方面也發(fā)揮了重要的作用。但是，在我國(guó)FDI金額不斷攀升的情況下，當(dāng)前我國(guó)是否還要堅(jiān)持“以市場(chǎng)換技術(shù)”的戰(zhàn)略，已經(jīng)成為眾多學(xué)者激烈辯論的熱點(diǎn)問(wèn)題。理論研究普遍認(rèn)為，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)的同一企業(yè)及相關(guān)企業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)主要通過(guò)示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、人力資源流動(dòng)以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等4個(gè)渠道產(chǎn)生作用[5]。類(lèi)似的國(guó)別研究，如Haddad和Harrison（1993）對(duì)摩洛哥的研究所得出的結(jié)論認(rèn)為，跨國(guó)公司對(duì)該國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率并沒(méi)有顯著的影響，他們認(rèn)為摩洛哥國(guó)內(nèi)的企業(yè)與跨國(guó)公司之間較大的技術(shù)差距，阻礙了跨國(guó)公司溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。但王春法認(rèn)為機(jī)器設(shè)備和技術(shù)能力是不一樣的。三、數(shù)據(jù)說(shuō)明(一)變量的選取 對(duì)于變量的選取，本文參考了國(guó)內(nèi)研究同類(lèi)問(wèn)題時(shí)所采用的測(cè)度指標(biāo)。D經(jīng)費(fèi)支出（K）（單位：億元）作為當(dāng)?shù)乜蒲械奈镔|(zhì)資本投入；Ramp。而本文的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于19972008年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和19972007年的東部六省的省統(tǒng)計(jì)年鑒。初步模型的具體表示形式為： （1*）在進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，以（1*）式為基礎(chǔ)，采用對(duì)數(shù)模型（2）進(jìn)行回歸。如果模型形式設(shè)定不正確，估計(jì)結(jié)果將于所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)偏離甚遠(yuǎn)。分別記（2）式、（2*）式、（2**）式殘差平方和分別為、。但是按照一般的理解，F(xiàn)DI就與各地的人均GDP存在高度的相關(guān)性，而且各地的技術(shù)市場(chǎng)合同交易額也與其人均GDP在一定程度上存在相關(guān)性。表1 解釋變量之間的相關(guān)系數(shù) FDILKPGDPTFDILKPGDPT從相關(guān)系數(shù)的計(jì)算結(jié)果可以看出，各地科研開(kāi)發(fā)活的物質(zhì)資本投入、人均GDP以及技術(shù)市場(chǎng)合同交易額之間的相關(guān)性較高，如果將這些變量同時(shí)納入回歸模型，將使的發(fā)生多重共線性的可能性大大增加。對(duì)（3）式選用估計(jì)模型是選擇cross section weights，即使用可行的廣義最小二乘法（GLS）估計(jì)，以減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響。但是總體上來(lái)看，F(xiàn)DI對(duì)于東部省份都有顯著地影響，但是河北省的影響為負(fù)值，且不顯著，國(guó)內(nèi)的其他研究者發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)東道國(guó)的溢出效應(yīng)的同時(shí)存在“門(mén)檻效應(yīng)”，而且在全國(guó)性的研究當(dāng)中發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)于我國(guó)的中西部地區(qū)沒(méi)有顯著性的影響。（3）科研開(kāi)發(fā)的物質(zhì)資本的投入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力存在顯著性的影響。但是對(duì)于創(chuàng)新能力的影響值都較小，但是不能就此說(shuō)明創(chuàng)