【文章內容簡介】 面，產業(yè)化程度較高，對于經濟和創(chuàng)新能力的發(fā)展起到了極其重要的作用。圖 長三角FDI引進值而中部六省相比于長三角處在第二階梯，經濟基礎相對薄弱，吸引外資能力相對不足。其中最高的湖南省2007年才30多億美元。各省之間差距也較大，特別是山西、江西和河南各省，更加薄弱（）。而且，F(xiàn)DI在產業(yè)結構方面，分布不是很合理，產業(yè)化不足。圖 中部六省FDI引進值 3 . 隨著技術的發(fā)展和國內對研發(fā)投入的提高，中國的自主創(chuàng)新能力也在不斷的增強。其中長三角地區(qū)的科技人員2007年的投入達到二三十萬人，中部六省平均也達到八九萬人。Ramp。D經費的投入，其中長三角平均達到300億左右，中部六省也多達三十多億。這些都表明我國越來越重視創(chuàng)新能力的培養(yǎng)。07年的三種專利受理數(shù)，長三角07年的受理數(shù)達到五六萬之多，而中部六省也有六千左右，表明我國的創(chuàng)新能力有了很大的提高。但地區(qū)間的差距也是明顯存在的，把各省的2001—2006 的專利申請量來進行聚類分析得到的結果（（J）.北方經濟,2008）來看，長三角地區(qū)的創(chuàng)新能力也是處于前列，中部六省的創(chuàng)新能力則相對處于弱勢。表 3．1 專利申請量聚類分析類別地區(qū)高創(chuàng)新能力地區(qū)浙江、江蘇較高創(chuàng)新能力地區(qū)上海、中等創(chuàng)新能力地區(qū)湖北、湖南、河南、低創(chuàng)新能力地區(qū)安徽、山西、江西 另外，中國建立了一套對創(chuàng)新能力的評價體系《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》，對各省的綜合能力進行評價。它是以中國區(qū)域創(chuàng)新體系建設為主題的綜合性、連續(xù)性的年度研究報告。以區(qū)域創(chuàng)新體系理論為指導，通過“中國科技發(fā)展戰(zhàn)略研究小組”多年形成的評價方法，利用大量的科技統(tǒng)計數(shù)據(jù)，權威性、綜合性、動態(tài)地給出了各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的創(chuàng)新能力排名和各項創(chuàng)新能力分析。從報告來看，長三角地區(qū)處于前十名，中部六省處于十幾到二十名()。表 3．2 創(chuàng)新能力指標(中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告20012006—知識產權出版社)200120022003200420052006指標值排名指標值排名指標值排名指標值排名指標值排名指標值排名上海122111江蘇444444浙江767556安徽172020181215江西262622232223湖北131110141311湖南151416171512山西2112229217131617河南191521201918 高技術產業(yè)作為技術創(chuàng)新能力的另一個重要指標，對于一個國家的經濟是起到至關重要的作用。因為高技術產業(yè)是處于“微笑曲線”的上下游，也就是高回報率階段，而收益最大化是每個企業(yè)所追求的，也證明了一個國家的經濟實力。所以我國很注重高技術產業(yè)的發(fā)展，建立了許多經濟開發(fā)區(qū)。我國的高新技術產業(yè)得到飛速發(fā)展。高新技術產值不斷增加，增加值也連年提高。高新技術產業(yè)增加值從2000年的2759億增加到2006年的10056億元。（）另外，我國高技術產業(yè)的發(fā)展也是不均衡的，主要也是東部沿海地區(qū)發(fā)展較快。例如：07年，長三角中最高的江蘇省，高技術產值達到九千多億。而中部六省中最多的湖北省才有七百億左右。 圖 長三角和中部六省的高技術產業(yè)產值（19952007） 數(shù)據(jù)來源：高技術統(tǒng)計年鑒4 模型的選擇與實證分析 模型設定本文從總體上，分別從專利申請指標和高技術產業(yè)指標兩個方面來分析FDI對創(chuàng)新能力的作用效果。以CD 函數(shù)為理論基礎，經過變形構建了FDI對創(chuàng)新能力的生產函數(shù)，用來評估FDI對我國長三角和中部六省各地區(qū)創(chuàng)新能力提高的影響。 () 其中Y代表產出，K代表資金投入，L代表勞動力的投入。經過變形得到下面公式： () 變量選取及數(shù)據(jù)來源 根據(jù)本文，構建創(chuàng)新能力和FDI的專利申請指標生產函數(shù)如下： ()（J）.北方經濟,2008其中:i 表示各?。╥ =1，2．．．，9）； t 表示各年（t =1995，1996，．．，2007）； Y 為被解釋變量，用各地區(qū)每年專利受理量來表示該地區(qū)創(chuàng)新能力大??； PGDP 為各省人均國內生產總值，衡量該地區(qū)的綜合經濟基礎； L 為各地區(qū)科技技術人員數(shù)，衡量科研創(chuàng)新中技術人員的投入； K 為各地區(qū)Ramp。D經費支出，衡量科研創(chuàng)新中經費的投入； FDI為各地區(qū)實際利用外國直接投資量。本文采用的數(shù)據(jù)是模型相關的1995年到2007年的各省年鑒數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《科技統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒。另外，由于高技術產業(yè)是一地區(qū)創(chuàng)新能力的重要體現(xiàn)，所以采用高技術產業(yè)作為創(chuàng)新能力的又一指標，構建下式： （）[D].浙江工業(yè)大學：國際貿易系，2007其中:HPT代表高新技術產值； PREV代表各省人均職工工資； FDI代表實際利用外商直接投資額； Ramp。D代表國內研發(fā)資金投入。[23] 數(shù)據(jù)是1995年到2007年的所有模型相關數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《科技統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒。 回歸及原因分析 實證結果首先，（）式進行分析，分別對長三角和中部六省進行時間序列數(shù)據(jù)回歸。由于人均國民生產總值PGDP對專利申請量Y的作用不明顯，并與其他變量存在共線性，所以剔出解釋變量PGDP。另外，由于Ramp。D與FDI存在共線性，為了消除共線性采用LnPRD=LnRamp。D/LnFDI來代替變量Ramp。D。具體回歸結果如下: 長三角回歸結果為:其中Rsquared=，P值也通過檢驗（）。 中部六省回歸結果為：其中Rsquared=，P值也通過檢驗（）。 長三角（）式回歸結果被解釋變量Y系數(shù)T統(tǒng)計量P值ClnFDIlnLlnPRD 中部六省（）式回歸結果被解釋變量Y系數(shù)T統(tǒng)計量P值ClnFDIlnLlnPRD由結果可以看出，（1）長三角和中部六省的FDI對專利申請量都存在正的影響。兩者的系數(shù)分別為：。并且長三角的影響系數(shù)要大于中部六省的系數(shù)，說明長三角的FDI對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效果大于中部六省。(2)長三角和中部六省的PRD對專利申請量也都存在正的影響。兩者的系數(shù)分別為：。中部六省的PRD的影響系數(shù)大于長三角的系數(shù)。說明中部六省的自主研發(fā)投入對創(chuàng)新能力的影響要大于長三角地區(qū)。（3）RP的檢驗效果雖不顯著，但可以看出，；。然后，以高技術作為另一指標，（）式進行分析，分別對長三角和中部六省進行面板數(shù)據(jù)分析。由于各省人均工資PREV對高技術產值作用效果不明顯，并存在共線性現(xiàn)象，所以剔出變量PREV。具體回歸結果如下：長三角的回歸結果為：其中Rsquared=，P值也通過檢驗 （）。 長三角（）式回歸結果被解釋變量Y系數(shù)T統(tǒng)計量P值C