【正文】 還有待更深層次的挖掘。分析了FDI對于東部六省的技術創(chuàng)新的影響見表2：%%，在1%的顯著性水平下也顯著。因此，基于解釋變量的內生性與多重共線性兩方面的考慮，問題在于人均GDP，科研開發(fā)的物質資本投入和技術市場合同交易額在很大程度上可以被各地的經(jīng)濟發(fā)展水平所解釋，而且該變量與其他變量的相關性較高，因此本文在接下來的回歸中獎物質資本變量刪除。同時，人均GDP的水平越高通常當?shù)貙蒲虚_發(fā)的投入也相對較高。在H2假設條件下檢驗統(tǒng)計量服從相應自由度下的F分布，即：～其中，為變量系數(shù)個數(shù)。因此，建立面板模型的第一步便是檢驗樣本數(shù)據(jù)九斤符合上面哪種模型形式，從而避免模型設定的偏差，提高參數(shù)估計的有效性。選擇對數(shù)形式的原因在于方程量變同時取對數(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)驗結果的比較。對河北省FDI的預測數(shù)據(jù)，為了增加模型建立的擬合準確性，則增加了19941996年的數(shù)據(jù)，均來自河北省統(tǒng)計公報。D人員數(shù)（L）（單位：萬人）作為當?shù)乜蒲械娜肆ν度?；由于中國?jīng)濟發(fā)展的差異性，選取當?shù)氐娜司鶉裆a(chǎn)總值（PGDP）（單位：億元）來體現(xiàn)；而要考慮到當?shù)氐膭?chuàng)新環(huán)境對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響選取地區(qū)技術市場的交易合同金額（T）（單位：億元）衡量當?shù)貏?chuàng)新參與者之間的技術交往關系，間接反映創(chuàng)新網(wǎng)絡中各參與者之間交換和合作的強度。由于計量性的實證研究受到統(tǒng)計指標和數(shù)據(jù)獲取的限制，多采用專利申請或授權量作為區(qū)域創(chuàng)新能力的代理變量。FDI技術溢出并不明顯，相反，F(xiàn)DI對本地企業(yè)的研發(fā)活動是擠出的、替代的。國內對FDI的溢出效應的定量分析也有較大的進展，但是論證的觀點也存在較大的差異。但是，也有事實證明，F(xiàn)DI對部分地區(qū)的自己創(chuàng)新能力存在擠出效應。為了探求FDI對河北省的區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，本文選取了1996年至2007年東部六省的數(shù)據(jù)，對比其他東部省份，分析河北省FDI對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，同時對河北省未來幾年的引資情況采用時間序列分析的方法作出了預測，但是有必要在預測河北省的FDI值時，考慮1997年亞洲金融危機的干預影響，本文采用了InterventionARIMA模型對河北省的FDI進行預測。但是，改革開放以來，我國通過漸進式的市場化改革和大規(guī)模的內外投資，推動了經(jīng)濟的快速發(fā)展。第三階段是2001年底中國加入世界貿(mào)易組織以后，從2002年開始，F(xiàn)DI又進入一個新的發(fā)展階段，當年突破了500億美元，2002005年均突破600億美元。當年FDI比1991年增加一倍以上，超過了100億美元?；仡欀袊猛赓Y所走過的路程，我們就不得不提及以下三個階段[18]： 第一階段：1992年以前，中國雖然在政策上制定了很多鼓勵外資和華僑資本直接投資的政策，但真正進入中國市場的投資很少。在世界新科技革命推動下，國民財富的增長和人類生活的改善越來越有賴于知識的積累和創(chuàng)新、自主創(chuàng)新，尤其是科技創(chuàng)新能力日益成為國際綜合國力競爭的焦點。區(qū)域創(chuàng)新能力不等于科技能力，也不等于科技競爭力，但科技能力和科技競爭力是區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎。結果表明，F(xiàn)DI對東部六省產(chǎn)生了技術“溢出效應”，確實提高了區(qū)域創(chuàng)新能力，但是，F(xiàn)DI對河北省卻沒有產(chǎn)生顯著性的技術溢出效應，分析原因可能是沒有跨越FDI溢出效應的“門檻”。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）是指一個地區(qū)將新知識轉化為新產(chǎn)品、新工藝、新服務的能力，其核心是促進創(chuàng)新機構間的互動和聯(lián)系，表現(xiàn)為對區(qū)域社會經(jīng)濟系統(tǒng)的貢獻能力[2]。本文利用東部六省19962007年的數(shù)據(jù)實證分析了實際利用外商直接投資（FDI）對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，同時分析了河北省同其他東部省份的差距，并作了預測。其核心是促進創(chuàng)新機構間的互動和聯(lián)系，表現(xiàn)為對區(qū)域社會經(jīng)濟系統(tǒng)的貢獻能力。此外，德國的巴登—符騰堡地區(qū)、“第三意大利”的伊米莉亞—羅馬涅地區(qū)以及中國的中關村也都是通過區(qū)域創(chuàng)新獲得新的區(qū)域競爭優(yōu)勢的。我國是利用外商直接投資的大國，研究利用FDI推動企業(yè)自主創(chuàng)新的問題在新的時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，國內掀起了經(jīng)濟發(fā)展的新高潮，也吸引了大量的FDI進入。但是并沒有恢復所有投資者的信心，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)營方式、經(jīng)營觀念，提升市場競爭等方面也發(fā)揮了重要的作用。但是，在我國FDI金額不斷攀升的情況下，當前我國是否還要堅持“以市場換技術”的戰(zhàn)略，已經(jīng)成為眾多學者激烈辯論的熱點問題。理論研究普遍認為，F(xiàn)DI對東道國的同一企業(yè)及相關企業(yè)的技術溢出效應主要通過示范效應、競爭效應、人力資源流動以及產(chǎn)業(yè)關聯(lián)等4個渠道產(chǎn)生作用[5]。類似的國別研究，如Haddad和Harrison（1993）對摩洛哥的研究所得出的結論認為，跨國公司對該國國內企業(yè)的勞動生產(chǎn)率并沒有顯著的影響，他們認為摩洛哥國內的企業(yè)與跨國公司之間較大的技術差距，阻礙了跨國公司溢出效應的產(chǎn)生。但王春法認為機器設備和技術能力是不一樣的。三、數(shù)據(jù)說明(一)變量的選取 對于變量的選取，本文參考了國內研究同類問題時所采用的測度指標。D經(jīng)費支出（K）（單位：億元）作為當?shù)乜蒲械奈镔|資本投入；Ramp。而本文的數(shù)據(jù)全部來源于19972008年的中國統(tǒng)計年鑒和19972007年的東部六省的省統(tǒng)計年鑒。初步模型的具體表示形式為： （1*）在進行參數(shù)估計時，以（1*）式為基礎，采用對數(shù)模型（2）進行回歸。如果模型形式設定不正確，估計結果將于所要模擬的經(jīng)濟現(xiàn)實偏離甚遠。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存在高度的相關性，而且各地的技術市場合同交易額也與其人均GDP在一定程度上存在相關性。表1 解釋變量之間的相關系數(shù) FDILKPGDPTFDILKPGDPT從相關系數(shù)的計算結果可以看出，各地科研開發(fā)活的物質資本投入、人均GDP以及技術市場合同交易額之間的相關性較高，如果將這些變量同時納入回歸模型，將使的發(fā)生多重共線性的可能性大大增加。對（3）式選用估計模型是選擇cross section weights，即使用可行的廣義最小二乘法（GLS）估計，以減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響。但是總體上來看，F(xiàn)DI對于東部省份都有顯著地影響，但是河北省的影響為負值，且不顯著，國內的其他研究者發(fā)現(xiàn)FDI對東道國的溢出效應的同時存在“門檻效應”，而且在全國性的研究當中發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對于我國的中西部地區(qū)沒有顯著性的影響。（3）科研開發(fā)的物質資本的投入對區(qū)域創(chuàng)新能力存在顯著性的影響。但是對于創(chuàng)新能力的影響值都較小，但是不能就此說明創(chuàng)