[关键词]国际直接投资 高新技术企业 电子及通信设备制造业 自主创新 协整关系 门限效应研发人力资本 企业规模
引言
科学技术是推动国家发展和社会发展的重要力量。根据党中央、国务院最新决策部署，坚持科技创新和体制创新，培育具有国际竞争力的高新技术企业和产业仍是国家发展和社会发展的重点。党的二十大报告指出，“扩大国际科技交流合作，加强国际化科研环境建设”，体现了我国积极融人全球创新网络、深度参与全球科技治理的决心。然而，由于国际环境的日趋复杂和不确定性，一定程度上受到发达国家对科技限制的影响，使我国高新技术企业和产业面临着新的形势和使命。面对如此严峻的形势，国际直接投资成为中国获取发达国家和先进地区高新技术的主要途径。因此，分析国际直接投资与高新技术企业自主创新关系，从而更好地发挥国际直接投资的作用，对促进我国高新技术产业的发展至关重要。针对国际直接投资的作用研究，杨新静利用回归分析法对国际直接投资与高新技术创新和产业结构关系进行分析，认为在经济全球化的背景下，国际直接投资可促进我国产业结构优化，有利于创造高新技术产业发展环境，进而促进高新技术自主创新。章志华和孙林通过构建动态空间面板模型，分析了我国2003～2019年30个省（区、市）双向国际直接投资协调发展和绿色创新效率的关系，认为双向国际直接投资显着促进了两阶段绿色创新效率，而绿色创新效率是高新技术企业自主创新的关键。因此利用双向国际直接投资，有利于促进高新技术企业自主创新。叶君以中国制造业上市公司为研究对象，实证分析了高新技术制造业技术创新与国际直接投资的相互关系，发现技术创新效率越高的高新技术企业，越容易吸引国际直接投资，且更能实现对外投资，二者存在正向相互影响。袁小霞和陈西以高新技术产业海洋生物制药业为研究对象，通过分析对外开放经济下该高新技术企业的特点及其自主创新能力，从理论比较方面，探讨了国际直接投资与海洋生物制药业自主创新的关系。研究认为，开发海洋生物制药业核心技术，有利于吸引国际直接投资，而国际直接投资可正向促进海洋生物制药业核心技术开发，提高海洋生物制药业的自主创新能力，二者相互影响，相互调节：张秀峰等以2008～2018年我国52个高新区为研究对象，实证分析了国际直接投资数量和质量与高新区创新绩效的关系，认为国际直接投资数量和质量直接影响了高新区创新绩效，且起到正向促进作用：邹志明等认为，环境规制在国际直接投资对技术创新的影响中发挥着调节作用，提高国际直接投资质量有利于促进技术创新和经济高质量发展。
基于上述研究可知，大多数学者认为国际直接投资可促进高新技术等技术创新，但研究大多停留在现状分析和理论分析，而实证研究较少涉及。因此，为深入分析国际直接投资与高新技术企业自主创新的关系，本文以2010～2022年我国电子及通信设备制造业面板数据为基础，就国际直接投资与高新技术企业自主创新的关系展开研究。
1变量选取与模型构建
1.1变量选取
（1）因变量：自主创新选取有效发明专利申请量作为自主创新的衡量指标。
（2）自变量：国际直接投资（F）。国际直接投资为企业Ramp;D经费内部支出，通过国际直接投资存量表征，具体如式（1）：
（3）门限变量：研发人力资本（H）。研发人力资本与高新技术企业的自主创新能力密切相关，为高新技术企业的科技水平提高和生产率提升奠定了基础。因此，引入研发人力资本作为门限变量，并通过Ramp;D人员全时当量进行衡量。
（4）控制变量：企业规模（E）、研发劳务费、技术投入资金、国家研发补贴（G）、市场经营状况（P）、对外开放水平（O）。其中，企业规模一定程度上反映了企业的资源和生产资料等的聚集状态，因此选择企业规模作为控制变量，并通过企业数量进行衡量：研发劳务费是企业研发的直接费用，技术投入资金直接影响了企业的自主创新发展：国家研发补贴直接影响了企业自主创新：市场经营状况反映了企业经营市场的能力；对外开放水平影响了国际直接投资。综上，选取上述5个指标作为控制变量，并分别通过Ramp;D经费内部支出的研发人员报酬、引进技术经费支出、Ramp;D经费内部支出的政府资金、主营业务收入、新产品出口额进行衡量。
各变量解释说明见表1所示。
1.2计量模型构建
基于上述选取的变量，构建计量模型，具体如式（2）：年份；，表示电子及通信设备制造业自主创新；F表示国际直接投资水平；E表示企业规模；L表示研发劳务费；T表示技术投入资金：G表示国家研发补贴；P表示市场经营状况；D表示对外开放水平；J表示门限示性函数；k表示单一门限估计值；表示系数；a～a表示不同门槛下自变量的系数；表示随机扰动项；k1、k2表示双重门限估计值。
2实证分析
2.1研究对象与数据说明
本文实证面板数据来自2010～2022年《中国高技术产业统计年鉴》。考虑到部分样本数据中存在缺失，为避免缺失数据对实证分析结果的影响，以缺失数据对应的上一年和下一年的平均数据填充。
2.2结果与分析
2.2.1描述性统计
为分析所选取的变量客观规律，本文对所有选取变量进行了描述性统计，结果如表2所示。由表2可知，在因变量方面，电子及通信设备制造业的自主创新最大值为10.32，最小值6.47，标准差为1.36，均值为9.88，说明不同时间下电子及通信设备制造业的有效发明专利差异明显；在自变量方面，国际直接投资的最大值为14.06，最小值为10.99，标准差为0.64，均值为13.01，说明不同时间电子及通信设备制造业的国际直接投资水平差异较小；在门限变量方面，研发人力资本的最大值为11.33，最小值9.22，标准差为0.88，均值为10.02，说明不同时间电子及通信设备制造业的研发人力资本差异较小：在控制变量方面，企业规模、研发劳务费、技术投入资金、国家研发补贴、市场经营状况、对外开放水平的标准差较小，且最大值与最小值差异较小，说明不同时间电子及通信设备制造业的企业规模、研发劳务费、技术投入资金、国家研发补贴、市场经营状况、对外开放水平差异较小。
2.2.2相关性分析
为分析变量之间的相关性，对所有变量进行相关性分析，结果如表3所示。由表3可知，除控制变量中技术投入资金对电子及通信设备制造业的自主创新为负向抑制外，其他控制变量、自变量和门限变量均对电子及通信设备制造业的自主创新产生正向促进作用，且均在1%显着性水平下显着。其中，技术投入资金与电子及通信设备制造业自主创新的相关系数为负，在5%显着性水平下显着：自变量国际直接投资与电子及通信设备制造业自主创新的相关系数最大，说明国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新促进作用最强，其次为国家研发补贴。
2.2.3单位根检验
为检验面板数据中是否存在单位根，避免回归结果出现“伪回归”，对所有面板数据进行单位根检验，结果如表4所示。由表4可知，自变量、因变量、门限变量和控制变量的LLC检验和PP-Fisher检验结果的P值均小于0.05，具备稳定性。由此说明所选取的所有变量均通过了单位根检验，面板数据中不存在单位根，不会导致回归结果出现“伪回归”。
2.2.4协整性检验
为检验所选取的变量是否具有长期稳定性，采用Johanse协整检验方法对所有变量进行了协整性检验，结果如表5所示。由表5可知，电子及通信设备制造业除与控制变量中研发劳务费之间存在一对协整关系，与其余控制变量和自变量及门限变量均存在两对协整关系，且均在1%显着性水平下显着。
2.2.5线性回归检验
基于Stata回归软件和式（2）计量模型，采用随机效应回归模型和固定效应回归模型对面板数据进行线性回归分析，并使用豪斯曼检验对回归分析结果进行检验，结果见表6。由表6可知，Prob
2.2.6非线性回归检验
为分析国际直接投资与电子及通信设备制造业自主创新之间是否存在非线性关系，基于Stata回归软件和式（3）、（4）对面板数据开展非线性回归检验。表7为单一门限和双重门限检验结果。由表可知，研发人力资本作为门限变量，通过了单一门限和双重门限的非线性回归检验，P值均为0，F统计量分别达到8.94和15.20，且均在1%显着性水平下显着，说明国际直接投资与电子及通信设备制造业自主创新之间存在双重门限效应。
基于表7对门限值和置信区间分析，结果见表8，可知单一门限和双重门限在95%置信区间内的估计值分别为11.364和11.796，对应区间分别为[11.312，11.548]和[11.658，11.994]。由此说明，国际直接投资与电子及通信设备制造业的自主创新之间存在非线性关系，门限值分别为11.364和11.796。
表9为引入门限变量后的非线性回归结果。由表可知，引入研发人力资本门限变量后，国际直接投资与电子及通信设备制造业的自主创新之间存在非线性关系，且在不同门限区间内，呈现的关系不同，整体可分为3个部分：（1）门限值小于11.364；（2）门限值大于11.796；（3）门限值介于11.364和11.796之间，且在3个区间内均在5%显着性水平下显着。当门限值小于11.364时，溢出系数为2.24，此时国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新溢出效果最强：当门限值大于11.796时，溢出系数为2.03．此时国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新溢出效果较强，但低于第一区间内的溢出效果；当门限值介于11.364和11.796之间时，溢出系数为1.86，此时国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新溢出效果一般。因此，整体来看，国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新具有正向促进作用，且随着门限值的增大，这种促进作用表现出先下降后上升的特点，说明研发人力资本过高可能产生挤出效应。因此，设置研发人力资本门限值小于11.364，可更好地发挥国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新促进作用。
2.2.7稳健性检验
为检验上述结果的稳健性，采用电子及通信设备制造业的新产品销售收入替代电子及通信设备制造业的有效发明专利申请量作为因变量，并进行回归分析，结果如表10所示。由表可知，将电子及通信设备制造业的新产品销售收入替代电子及通信设备制造业的有效发明专利申请量作为因变量时，国际直接投资与电子及通信设备制造业自主创新的回归系数为正，为0.911，且在1%水平下显着，说明国际直接投资促进电子及通信设备制造业自主创新，与上述结果一致，通过了稳健性检验。
2.2.8内生性检验
为分析国际直接投资与电子及通信设备制造业自主创新之间是否存在内生性问题导致的解释错误，以滞后1期的国际直接投资作为工具变量，采用两阶段最小二乘回归开展了内生性检验，结果如表11所示。由表可知，采用滞后1期国际直接投资作为工具变量时，其回归结果与线性回归结果一致，说明国际直接投资与电子及通信设备制造业自主创新之间不存在内生性问题，即国际直接投资正向促进电子及通信设备制造业自主创新结论成立。
3结论与对策
本文通过选取2010～2022年的电子及通信设备制造业面板数据，就国际直接投资与高新技术企业自主创新的关系展开实证研究，得出以下几点结论：
（1）不同时间下电子及通信设备制造业的自主创新存在明显差异，而研发人力资本、企业规模、研发劳务费、技术投入资金、国家研发补贴、市场经营状况、对外开放水平的差异较小。
（2）引进支出水平反向抑制电子及通信设备制造业的自主创新，而国际直接投资、研发人力资本、企业规模、研发劳务费、国家研发补贴、市场经营状况、对外开放水平正向促进电子及通信设备制造业的自主创新，其中国际直接投资的促进作用最强。
（3）电子及通信设备制造业除与控制变量中研发劳务费之间存在一对协整关系，与其余控制变量和自变量及门限变量均存在两对协整关系，且均在1%显着性水平下显着。
（4）国际直接投资可正向促进电子及通信设备制造业自主创新，并随着研发人力资本门限值的增大，促进作用表现出先下降后上升的特点。因此设定研发人力资本门限值小于11.364，可更好地发挥国际直接投资对电子及通信设备制造业的自主创新促进作用。
结合上述结论，认为我国电子及通信设备制造业在面临国际严峻制裁的背景下，仍应进一步发挥国际直接投资对高新技术企业中电子及通信设备制造业的正向促进作用，建议从以下方面改善国际投资环境：
（1）进一步优化国内投资环境。实证分析结果表明，国际直接投资能够促进高新技术产业的发展，而良好的投资环境是吸引国际直接投资的基础。虽然目前我国在电子及通讯行业面临严峻的国际制裁，但要加快高新技术的创新能力，还是应该加大对外开放，优化国内投资环境，以此更多的吸引国外资本，从而更好的促进电子及通信制造业的技术发展。
（2）进一步加大研发费用投入，引进高层次人才。科研人才是高新技术企业发展的重要动力，也是产业发展的根本。进一步加大对研发费用的投入比例，进一步健全科研人员引进政策及相关保障，引进更多高层次人才投身国内企业技术创新。
（3）进一步加快电子及通信制造业等高新技术企业的对外开放。在经济全球化的影响下，行业的对外开放程度直接决定了国际直接投资，进而间接影响了高新技术企业的自主创新。因此促进行业对外开放，有利于本土高新技术企业占据国际市场份额，避免外资企业的垄断，进而吸引国际直接投资。对于政府部门而言，应辅助高新技术企业加快对外开放，同时对企业对外开放程度进行监督，避免出现高新技术企业开放程度与实际能力不匹配的问题；对于高新技术企业而言，可充分发挥技术优势，提高国际竞争力，进一步推动企业的自主创新能力。此外，开展良性行业竞争，可激发企业本土企业创新动力，提高高新技术企业创新产出。
