宏巩锉济研宏2013年第3期
外商直接投资、知识溢出影响
区域创新水平的实证研究冰
易 明 王 腾 吴 超
内容提要 外商直接投资通常被认为是先进
技术的源头，知识溢出是传播技术、实现区域创新
的重要渠道。本文构建结构方程模型，运用我国30
个省级行政 区(西藏及港澳 台地 区除外)2000—
2010年 11年的数据 ，分析了外商直接投资、知识溢
出对区域创新水平的影响。研究表明外商直接投资
不利于我国区域创新水平提高，知识溢出促进 了区
域创新产出，但影响较为有限。在此基础上提出五
点建议 ：不断改善投资环境，加大力度优化引资结
构 ，提升知识溢出吸收能力，加强区域开放协同创
新，提高区域创新主体能力。
关键词 外商直接投资 知识溢出 区域创
新水平 结构方程模型
一
、引言
自上世纪90年代以来，伴随着我国经济规模
的迅速扩张，吸引了来自世界各地的外商直接投
资，使我国成为全球主要的外商直接投资流入国。
2003年我国实际吸引外商直接投资达530．05亿美
元，一举超越美国成为全球最大的外商直接投资流
人国。此后，我国实际利用外商直接投资额一路领
跑全球，2010年底实际金额达 1057．35亿美元。总的
来说，我国实际利用外商直接投资额呈现加速扩大
的趋势。究其原因，主要与我国长期以来实行的“以
市场换技术”的引资战略，以及部分政府将招商引
资列入到政府官员的绩效考核有关。外商直接投资
的大量流人 ，增加了我国的资本存量 ，促进了就业，
丰富了企业管理经验，提高了投资效率，同时，国外
高科技技术的投入使用也促进了我国区域创新水
平的提高。我国从 1986年到2010年外商直接投资
实际使用金额如图1所示。
1200．O0
辗 。 。。
800．O0
毳o0o．oo
霪 。o-oo 壕
200．O0
0．O0
年 份
图1我国1986~2010年外商直接投资实际使用金额情况
资料来源：《中国统计年鉴(2011)》
外商直接投资传递知识以提高区域创新水平
一 个重要途径是知识溢出。外商直接投资进入东道
国以后 ，东道国企业直接或间接地通过技术模仿 、
高科技流动人才的吸纳以及市场的示范效应来吸
收外商直接投资产生的知识溢出。它既激发了东道
国的技术创新意愿 ，又增强了东道国企业的技术创
新能力(张国强和张杰飞，2009)，提高了区域创新
水平。知识溢出除来 自于外商直接投资，还来 自于
跨国公司的R&D投入以及本地企业的研发投入 ，
这些都有利于当地技术水平和创新产出的提高。
我国通过招商引资政策吸收了大量先进技术，
但外商直接投资对区域创新水平的影响是否总有
本文得到教育部人文社会科学研究青年基金项目“外部知识网络、开放式学习与产业集群创新研究”(编号：1 1JYC630261)、中
国博士后基金项目“产业集群开放式创新机理与路径研究：以武汉·中国光谷为例”(编号：2011M500897)和中央高校基本科研
业务费专项资金第二批特色学科团队项目“能源资源高效利用机制关键问题研究”(编号：CUG120120)的资助。
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宏躞 锂济研宏2013年第3期
正向影响还有待进一步研究考证。在全球日益重视
通过知识溢出来获取先进技术的大背景下，研究知
识溢出对区域创新水平的影响无疑具有相当重要
的理论和实践价值。基于这一目的，本文运用我国
30个省级行政区11年的样本数据，对外商直接投
资、知识溢出影响区域创新水平的问题进行了初步
的探讨。
二、文献综述
区域创新水平不同于区域创新能力，区域创新
能力是以区域技术能力为基础，实现产品创新和工
艺创新的能力(黄鲁成，2000)，而区域创新水平是
区域生产新知识、新工艺、新服务的产出水平，是区
域创新能力的外在表现，也是一个比较直观、比较
具体的可测变量。到目前为止，国内外学者大多研
究外商直接投资溢出效应与区域创新能力之间的
关系，对外商直接投资、知识溢出与区域创新水平
三者之间的研究较少。
长期以来，国内外学者将研究外商直接投资影
响区域创新能力的重点放在FDI对东道国技术溢
出的影响上(李晓钟和张小蒂，2007)，他们认为外
商直接投资传递知识的主要途径是技术溢出(胡峰
和胡靖，2006)。MacDougall(1960)是第一个研究外
商直接投资与技术外溢关系的学者，他在考虑FDI
对东道国经济的影响时，认为外商直接投资的溢出
效应是一个重要的因素。澳大利亚的学者Caves
(1974)最早对FDI溢出效应进行了实证研究。多数
学者普遍赞同外商直接投资对东道国存在正向的
溢 出 效 应 ，有 助 于 东 道 国技 术 进 步 的 观 点
(Globerman，1 979；Blomstrom 和 Persson，1 983；
Blomstrom，1986等)。但是，也有部分学者的实证结
果并不支持FDI对东道国存在正向的技术溢出效
应这一结论 。其 中，Wang和 Blomstrom(1992)、
Kokko和Blomstrom(1995)的研究结果表明，如果外
资投资商的技术与东道国本身技术存在较大差距，
不利于外商直接投资技术溢出效应的产生。
外商直接投资的技术溢出效应是否一定意味
着区域创新能力的提高?国内外学者对此持有三种
不 同的观 点 。第一种 观点是“促进论 ”：Gary
Jefferson和Hu Guangzhou(2002)在对我国企业数据
进行实证研究时，以专利申请量作为衡量区域创新
能力的指标，结果发现当FDI在工业中的比重提高
后，三种专利的申请量都得到了不同程度的提升；
王红领、李稻葵和冯俊新(2006)在运用我国工业行
业数据进行分析时发现FDI通过溢出效应提高了
我国企业的自主研发能力。第二种观点是“抑制
论”：谢富纪和沈荣芳(2002)认为我国在利用外资
时，虽然引进了国外相对先进的技术以及管理经
验，在一定程度上推动了我国的技术进步，但总的
来说，效果不明显。第三种观点是“双刃剑论”：郭克
莎(2004)认为外商直接投资技术溢出一方面能够
通过示范作用提升东道国的技术水平 ，另一方面也
会通过挤出效应抑制东道国的创新能力；董书礼
(20o4)也认为跨国公司研发投入既可以促进我国
技术进步，也可能对技术进步产生不利的影响。
现阶段学术界对区域创新水平的研究较少，张
玉明(2009)等学者认为高新技术产业的专业化、多
样化以及省际区域人力资本对区域创新产出均有
促进作用。姜磊和季民河(2011)发现FDI、劳动力
和对外开放均促进了长三角地区的创新产出。
以上文献的归类整理为本文研究外商直接投
资、知识溢出与区域创新水平三者之间的关系提供
了借鉴和指导作用。
三、理论模型
(一)理论分析
1、外商直接投资影响区域创新水平的基本假
设
我国境内外商投资方一般具有先进的技术、雄
厚的研发能力以及丰富的管理经验，这都有利于我
国各地区的技术水平、管理经验及创新能力的提
高；其次，外商直接投资加快了先进技术的本地化，
缩短了我国本地企业研发新技术的时间；第三，外
商直接投资会为我国输人一批拥有高科技知识的
专业人才；第四，外商投资方直接在华设立研发机
构，加强对相关核心技术的研发；最后，外商投资方
还会与我国企业和科研机构开展产学研合作，培养
一 批能够更好与外资企业接轨的高层次人才。以上
几点表明外商直接投资对我国区域创新水平产生
正向的影响，基于以上的分析，本文提出如下假设。
宏巩锂济研宏2013~31t／]
假设1：其他条件不变，外商直接投资促进了区
域创新水平的提高。
2、知识溢出影响区域创新水平的基本假设
知识具有公共物品的属性：一方对知识的获取
并不会影响另一方对同种知识的获得，即知识具有
非竞争性；不同的消费者可以同时享有对某种知识
的消费，即知识具有非排他性，知识公共物品的属
性使其产生溢出效应。区域间知识溢出来源主要有
三种，分别是技术引进、商品贸易和外商直接投资。
知识溢出会在企业间传递存货和质量控制等方面
的知识，同时可以获取其他企业组织、生产和管理
企业的经验，促使企业改进现有的生产、管理方法
以及科技水平，优化资源配置，提高企业效率和区
域创新水平。
假设2：其他条件不变，知识溢出促进了区域创
新水平的提高。
3、外商直接投资与知识溢出关系的基本假设
外商直接投资无论采取哪种形式进入我国，都
会直接或间接地产生正向知识溢出效应，外商直接
投资产生知识溢出效应的途径主要有两种 ：横向溢
出和纵向溢出。横向溢出具体又分为三种 ：分别是
示范溢出、竞争溢出和人才溢出。示范溢出是指外
商直接投资进入我国，一般都会带来比较先进的生
产技术以及管理模式，有利于我国企业的模仿学
习；竞争溢出是指外资进入我国后，无疑会加剧我
国企业之间的竞争，促使本地企业采取更加有效的
生产和管理方式；人才溢出是指外资进入我国后 ，
不可避免地会面临高科技人才向本地企业流动的
情形，促进了本土企业的人才积累。纵向又分为上
游溢出和下游溢出两种：上游溢出是指上游供应商
为满足外资企业对产品的高要求、严标准，主动学
习所引致效率的提高；下游溢出是指下游企业利用
外资企业提供的低成本或高质量产品所获得的效
率的提高(图2)。
知识溢出同样有利于吸引外商直接投资。低劳
动力成本是外商对华直接投资迅速增长的重要原
因之一(平新乔，2007)，而知识溢出效应较强的区
域，人员流动的成本相对较低 ，有益于外资的进入。
此外，知识溢出效应较强的地区，具有投资环境良
好、贸易壁垒较少等特点，也有利于吸引外商的直
接投资。基于以上的分析，本文提出如下假设。
l00
图2 外商直接投资产生的知识溢出类型
假设3：其他条件不变，外商直接投资与知识外
溢两者之间存在显著的正向关系。
(二)模型构建
根据以上三个假设，构建外商直接投资、知识
溢出和区域创新水平之间的关系图(图2)。如果仅
仅选取其中两个变量来验证它们之间的关系，就会
因缺少对第三个变量的考虑而致使测量结果出现
偏误 (陈继勇、雷欣和黄开琢，2012)。因此 ，本文选
择结 构方 程 模 型 (Structural Equation Modeling，
SEM)同时测量这三者之间的交互关系，运用极大
似然法估计三者之间的路径系数。运用结构方程模
型的原因有三点：一是结构方程模型能够同时处理
多个变量之间的关系，不论这些变量是定性的还是
定量的。本文中外商直接投资和区域创新水平是定
量变量，而知识溢出作为定性变量，最后可以被其
他定量变量所代替；二是任何数据都存在误差，无
论是数据的收集过程中还是数据处理上 ，一般的模
型对数据要求比较苛刻，带有误差的数据容易对模
型拟合结果产生影响，而结构方程模型则容许潜在
变量和观察变量存在测量误差；三是结构方程模型
图2 外商直接投资、知识溢出与区域创新水平关系
宏观锂济研宏2o13年第3期
能够同时测量模型和结构模型因子间关系，同时还
能对模型整体的拟合度进行验证。
(三)指标选择
厘清了外商直接投资、知识溢出和区域创新水
平之间的关系后，构建了模型的整体框架，对假设
1至假设3进行实证检验之前，需解决三个变量的
指标选择问题。
1、外商直接投资的测量问题
为准确衡量外商直接投资对我国区域创新水
平的影响，笔者与大部分的学者一样，选择实际利
用外商直接投资额作为衡量外商直接投资的指标。
2、知识溢出的评价问题
知识溢出是一个抽象的概念，对其度量比较困
难。国内外学者在对知识溢出进行大量的度量后，
对其度量形成了三种不同观点。第一种是MAR溢
出，以Marshall(1890)、Arrow(1962)和Romer(1986)
为代表。他们认为区域的专业化水平越高，知识溢
出的程度越大。本文用区域专业化代表MAR溢出，
将区域专业化界定为各省市高新技术产业总产值
与工业总产值的比值占国家高新技术产业总产值
与工业总产值的比值的份额，专业化的程度越高，
说明市场知识溢出越多，预期值为正。第二种是
Jacobs(1969)溢出，以Jacobs为主要代表，认为区域
的多样化更加有利于知识的快速溢出，用区域多样
化代表Jacobs溢出，区域多样化被定义为区域主要
高新技术总产值占工业总产值份额的累积和，预期
值为正。但由于区域多样化部分数据难以获得 ，故
将 Jacobs溢出这个指标剔除掉。第三种是Porter
(1985)溢出，以Porter为主要代表，他强调市场竞争
对知识溢出的作用。用区域竞争代表Porter溢出，区
域竞争被定义为区域规模以上国有企业销售收入
与工业总产值的比值。市场竞争越充分，各项资本
的流动性越大，知识溢出的速度也随之增加，预期
市场竞争对知识溢出产生正向的影响。
同时，知识溢出很大一部分是通过商品的贸易
产生，因此将区域贸易开放度作为衡量知识溢出的
另一指标引入到结构方程模型中。将区域开放度定
义为进出口贸易额与GDP的比值，体现知识溢出的
成本，预期值为正。基于以上的分析，本文提出如下
假设。
假设4：其他条件不变，区域专业化、区域竞争
以及区域开放度均有利于知识的溢出。
3、区域创新水平的衡量问题
虽然部分专利没有对创新产生实质的影响，但
是不得不承认专利相较于其他指标，更加接近创新
商业应用、更加能够衡量地区的创新产出(张玉明
和李凯 ，2008)。而且 ，相关性分析显示专利和创新
之间存在着非常紧密的联系(r=0．934)(Feldman和
Audretsch，1999)。因此，选择专利授权量作为衡量
区域创新水平的指标。
结构方程模型的内生变量和外生变量如表1
所示。
表 1 模型变量名称及指标
内生潜在变量 内生可测变量 外生变量
外商直接投资 实际利用外商直接投资 实际利用外商直接投资
各省市高新技术产业总产值
各省市工业总产值 区域专业化
国家高新技术产业总产值
国家工业总产值
知识溢出 各省
市规模以上国有企业
区域竞争
销售收入
各省市进出口贸易额
区域开放度 各省市GDP
区域创新水平 各省市专利授权数 各省市专利授权数
四、实证分析
(一)数据来源及处理
本文所采用的数据是2000--2010年我国30个
省级行政区的数据(西藏及港澳台等地区除外)。其
中实际利用外商直接投资来 自于2001—20l1年
《中国城市统计年鉴》；各省市和国家高新技术产业
总产值来自于历年《中国高技术产业统计年鉴》；各
省市和国家工业总产值来自于历年《中国科技统计
年鉴》；各省市规模以上国有企业销售收入、进出口
贸易额、GDP和专利授权数来 自于历年《中国统计
年鉴》；少量缺失数据来源于CNKI中国经济社会发
展统计数据库。此外，历年实际利用外商直接投资
额和各省市历年进出口贸易额都是使用当年人民
币年平均汇率换算成人民币；实际利用外商直接投
资作为投资类，用固定资产投资价格指数平减；各
101
宏观谨济研完2o13年第3期
省市和国家的高新技术产业总产值及工业总产值
用工业品出厂价格指数平减；各省市规模以上国有
企业销售收入和进出口贸易额作为销售收入，用商
品零售价格指数平减 ；各省市 GDP用GDP价格指
数平减，以剔除价格的波动对变量数值的影响。
(二)模型检验
1、面板数据的单位根检验
面板数据是时间序列数据和截面数据的结合，
同时具备了时间序列数据和截面数据的特征。计量
的一个重要前提就是对时间序列数据进行平稳性
检验，以避免伪回归的出现，首先有必要对面板数
据进行单位根检验，以检查面板数据的平稳性。面
板数据的单位根检验有很多种，本文采用其中最常
用的三种(LLC、ADF和PP)，结果如表2所示。
表2 面板数据单位根检验
Method Statistic Proh．}
Levin，Lin&Chu -7．Ol90o 0．0()ooO
ADF-Fisher Chi—square 407．621 0．o00O
PP——Fisher Chi—-square 472．575 O．o0O0
从表2中可以知道，原序列LLC、ADF和PP三
种单位根检验的Prob．都为0．0000，皆小于0．05，拒
绝原假设 ，从而认为模型采用的面板数据是平稳
的。
2、结构方程模型检验
结构方程模型作为一种验证性方法，主要是用
来验证观察变量和潜在变量之间的假设关系，在检
验了原始数据的平稳性后，就可以使用结构方程模
型对三个假设进行验证。结构方程模型是基于变量
的协方差矩阵，融合了因子分析和路径分析两种统
计方法，用来处理多个变量之间整体适配度的一种
验证统计分析技术，主要由测量模型和结构模型两
大块组成。
(1)测量模型和结构模型(吴明隆，2009)
测量模型是用来描述潜在变量和观察变量之
间的关系，方程模型表示如下：
X=A
Y=Ay'7+ (1)
在方程(1)中， 和叩分别是外生潜在变量和内
生潜在变量；X和】，分别是与外生潜在变量和内生
102
潜在变量相对应的外生潜在变量观测矩阵和内生
潜在变量观测矩阵；A 是外生潜在变量的因素负
荷量，用来描述外生观察变量和外生潜在变量之间
的关系，人 是内生潜在变量的因素负荷量，用来描
述内生观察变量和内生潜在变量之问的关系；6和
是测量模型中与外生潜在变量和内生潜在变量相
对应的残差矩阵，用来描述方程中不能被观察变量
解释的部分。
结构模型是用来描述潜在变量，即内生潜在变
量、外生潜在变量之问的关系，方程模型表示如下：
叩= +r (2)
(2)式中的 和叼含义与(1)一样，分别表示外生
潜在变量和内生潜在变量；B表示内生潜在变量之
间的关系，及内生潜在变量对内生潜在变量的路径
系数；F表示外生潜在变量对内生潜在变量的影
响，即外生潜在变量对内生潜在变量的路径系数；
表示结构模型中的残差矩阵，即外生潜在变量无法
解释内生潜在变量的部分。
(2)模型拟合
本文运用AMOS7．0软件，以极大似然法作为模
型估计方法来验证模型观察变量和潜在变量问的
关系。结构方程路径系数估计结果图如图3所示。
实际利用外商直接投资
l垦苎 些} {垦苎墨 J l垦 整垦J
图3 结构方程模型路径 系数估计结果
从图3可以知道，模型的标准化系数都≤1，同
时模型本身并不存在负的误差方差和较大的标准
误 ，模型并没有出现违规现象，可以进行整体模型
适配度的检验，检验结果如表3所示。
绝对适配度指标和增值适配度指标都是用来衡
量模型整体适配度的指标，根据表3中的数据，首先对
绝对适配度指标进行分析，一般认为卡方自由度应该
宏观锂济研宏2013年第3期
表3 整体模型适配度检验
统计检验量 数值 适配的标准或临界值 模型适配判断
卡方值自由度比 1．788 <2 是
显著性概率P值 0．059 >0．05 是
绝对适配度指标 RMR 0．018 <0．05 是
RMSEA 0．074 <0．05(适配良好)<O．08(适配合理) 是
AGF1 0．950 >0．90 是
NF1 0．991 >0．90 是
RF1 0．970 >O．90 是
增值适配度指标 IF1 0．994 >O．90 是
TU O．981 >0．90 是
CF1 0．994 >0．90 是
大于1并且小于2，卡方自由度过小，说明该模型过度
适配；卡方自由度过大，说明模型的契合度不佳，需要
进一步改进。本文的卡方自由度比值为1．788，介于两
者之间，表明假设模型的协方差矩阵与样本观察数据
适配良好；显著性p值为0．059，大于0．05，表明模型没
有达到显著性水平，接受虚无假设，认为样本数据的
协方差矩阵和模型隐含的协方差矩阵契合良好；此
外，RMR、RMSEA和AGFI均在适配的标准以内，表明
模型具有较好的拟合效果。再对模型增值适配度指标
进行分析，发现NFI、RFI、IFI、TLI、CFI都在0．9O以上，
并且都比较接近1，表明模型拟合较好。总的来说，绝
对适配度指标和相对适配度指标拟合效果较好，该模
型与样本数据契合良好，该模型可以被接受。
(三)基本结论
本文在梳理了外商直接投资、知识溢出和区域
创新水平之间的关系后，构建结构方程模型对它们
三者之间的关系进行实证研究，根据图3相关信息，
得出以下结论。
结论1：外商直接投资与区域创新水平的回归系
数为一0．81，结果呈现负的关系，因此假设 1不成立。
对此可能的解释有四个 ：(1)“挤出”效应。外资
进入我国在带来相对先进的技术的同时，使得我国
内资企业失去技术主导权，从而被迫放弃已有的、具
有一定研发能力的技术研发能力。这抑制了竞争，造
成市场的萎缩以及专利申请授权量的下降。(2)技术
的内部转移。从理论上来讲，外商投资方作为追求利
润最大化的“经济人”，总是打压当地竞争对手以维
持自己的竞争优势。因此外商投资方对核心技术采
取严格的内部转移、对人才严格控制，从而极大地降
低了知识溢出，不利于东道国区域创新水平的提高。
(3)人才流失。外商在我国投资，给本地人才提供了
更高的薪资、更多培训机会以及更好的就业前景，同
时与当地的研发机构、学校进行合作，加剧了对东道
国研发资源的竞争，进一步降低了本国人力资本的
积累。而人力资本积累与区域创新水平直接相关，所
以人才流失对区域创新水平也会产生负向影响。(4)
对高技术产业贡献有限。据统计，为追求低廉的劳动
力成本，进入我国的外商直接投资主要集中在劳动
密集型产业，进入高科技产业的外商直接投资较少，
这种选择性的投资不利于我国各区域的创新产出。
结论2：知识溢出与区域创新水平的回归系数为
0．10，表明知识溢出提高了区域的创新水平，因此假
设2成立。
知识溢出对区域创新水平的促进效果不是很明
显。本地企业通过知识溢出，以极低的成本对行业内
先进技术、管理经验进行模仿，成功加快了东道国的
技术进程。但是知识溢出在一定程度上却降低了企
业技术研发的积极性，不利于区域创新产出。
结论3：外商直接投资与知识溢出之间的协方差
系数为0．92，表明外商直接投资与知识溢出之间存
在显著的正向关系，因此假设3成立。
外资进入给我国带来了先进技术、高科技人才
以及高效管理模式，这些都会直接或者间接地产生
知识外溢，对东道国本地企业产生正向的影响；知识
溢出较强的地区，侧面反映出该地区的投资环境较
完善，有利于外商直接投资溢出效应的吸收。
结论4：区域专业化、区域竞争和区域开放度与
知识溢出的回归系数分别是O．8l、0．70、0．78，因此假
103
宏观锃济研宏2013年第3期
设4成立。
区域专业化程度较高、区域竞争较激烈以及区
域对外开放较高的地方，侧面反映出该区域无论是
政策制度、市场条件还是交通运输、人才流动等各项
因素较为完善，有利于知识的快速高效传播。
五、政策建议
(一)不断改善区域投资环境
投资环境有两种：硬环境和软环境。政府应该从这
两方面出发来改善投资环境。首先，政府应加强投资基
础设施的建设，通过多渠道筹集资金，重点发展交通、
通讯等基础行业，不断加大基础设施的建设。其次，消
除投资瓶颈，进一步深化体制改革，打破我国部分行业
长期存在的垄断现象，为外商的进入提供便利。针对软
环境方面，第一，政府应该提高行政效率，简化外商来
华投资的审批程序，缩短审批时间。针对重大投资项
目，成立专向小组，建立绿色通道，实行全套服务，责任
落实到人。第二，强化政府办公人员服务意识，培养公
仆的责任、大局意识，形成良好的招商氛围。
(二)加大力度优化引资结构
在推进招商引资政策时，不仅要注重数量，更要注
重质量，正确引导外资企业向高新技术产业或战略新
兴产业转移。各级政府应该对外商投资设置一定的限
制，从数量和质量上进行控制；同时成立专项资金，对
外资高新技术产业、高附加值产业给予一定的财政补
贴，并鼓励这类高技术企业对高新技术的开发。另外，
我国的外商直接投资还存在区域分布不均的问题，这
不利于我国实现各省市均衡发展。在保持东部地区优
化外资结构的同时，根据中西部地区的劳动力和自然
资源的比较优势，完善基础设施建设，制定相对应的优
惠政策，鼓励技术含量高的项目人驻中西部地区。
(三)提升知识溢出吸收能力
提高区域知识溢出吸收能力在很大程度上能够
提高区域的创新产出，而知识溢出的吸收能力取决
于区域人力资本和知识的积累。将创新指标引入到
各级政府的政绩考核机制中：各级政府应加大财政
投入，争取不断改善教育环境；对内资企业促进人才
储备的行为给予税收优惠；积极吸引高科技人才以
及专业人才来华工作；鼓励个人进行终身学习，整体
提升我国人力资本以及知识积累。企业通过塑造并
1O4
构建被员工所认可的企业文化，设计长期的、有吸引
力的契约承诺，维持高技术人才部门的稳定性，减少
优秀人才的流失；鼓励并引导企业加大对人力资本
积累方面的科技投入，增加高水平人才储备；完善管
理、人才激励以及薪酬机制，促进人才创新。
(四)加强区域开放协同创新
通过政府制度设计，组建跨行业、跨企业的产业
技术联盟，设立共同研发机构，高效整合资源，减少
资源的过度投入，力争在关键领域取得一批突破性
的创新成果。其次，鼓励企业与大学、科研机构构建
产学研体系，充分利用彼此的比较优势，形成企业、
学校、研发机构优势互补，达到产学研——创新产出
相互促进的良性循环；同时，鼓励各创新主体根据 自
身特色和优势，探索包括商业模式在内的多种形式
的协同创新。再次，扩大科技对外开放，切实推进互
利共享的科技合作。最后，加大公共科技服务平台建
设力度，加快实现科技成果转移转化和产业化。
(五)提高区域创新主体能力
首先，发挥政府职能，营造有利于企业自主创新的
支撑环境。一方面发挥市场对资源的配置作用，明确企
业、高等院校以及科研机构在创新过程中的位置以及
所起的作用；另一方面加大对公共技术、关键技术等基
础领域的财政投入。其次，加大对教育产业的投入，大
力发展高等教育，完善教育体系，储备自主创新高质量
人才。再次，鼓励企业重视国外先进技术的引进，在此
基础 匕进行消化、吸收、改进，形成技术的再创新。最后，
强化企业创新主体的地位，政府应加大对中小型、微型
企业的扶持力度，支持科技企业的创新活动；针对规模
大、科技实力强的企业，正确引导、支持企业科技研发
基地建设，争取培育一批拥有自主知识产权的企业。
参考文献：
①陈继勇、雷欣、黄开琢：《知识溢出、自主创新能力与
外商直接投资》，《管理世界))2012年第7期。
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(作者单位：易明：中国地质大学[武汉]、武汉凯
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责任编辑 徐敬东
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(作者单位：辽宁大学经济学院、北京理工大学
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责任编辑 希 雨
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