外资占比、产业集聚和企业创新——基于工业企业数据的研究

邢 震，梁 君

(1.浙江台州行政学院 台州民营经济研究中心，浙江 台州 318000；2.广西师范大学 经济管理学院，广西 桂林 541004)

一、引 言

改革开放以来，中国经济年均增长率将近10%，伴随经济快速增长的是积极的贸易政策和FDI政策[1]。但是2018年以来的贸易摩擦事件以及脱离WTO框架的双边自由贸易协定(FTA)越来越多，对于国际贸易的进一步开放和整合有所不利，具体可以表现为对外资准入的态度。但中国政府非常重视开放，希望在国际互联互通的环境中促进国际经济整体的创新和发展。此外，在确立的五大发展理念中，“创新”居于首位，并且与“开放”同列其中，可以看出国家对于开放和创新的重视。

能否接纳外资或者外资能否进入本国企业，可以具体反映出一国的开放程度。大多研究认为外方投资不仅推动着中国工业的持续增长，而且改变着中国经济的增长方式，提高了中国经济的增长质量[2]5-11。那么，伴随着招商引资和外资进入程度加深，是否可以提高一国企业的创新水平？尽管已有研究从地区层面和行业层面的招商引资或者外资准入政策变化角度提供了证据[3～5]，但是从企业层面研究外来资本或者外资进入程度对于企业创新的影响，目前来看还没有涉及。我们具体以微观企业中外来资本占比作为衡量指标，具体研究对企业创新的影响，并且从现有研究并没有涉及的产业集聚角度进行了机制检验。

本文基本逻辑在于：一方面外来资本可能带来了资金投入和先进技术投入，进而影响到所投资企业的经营绩效和研发创新[6]89-93。同时，外资进入企业带来了经营所有制的变化，外来资本可以影响到企业的经营管理和产品生产，进而提高了企业的管理效率，以及通过激励竞争促进产品对接国际市场[7]711-716。另一方面，中国经济发展伴随着产业集聚效应，而产业集聚可以影响地区或者行业层面的创新已被大量研究证实[8～9]。改革开放以来招商引资一直伴随着中国经济增长和产业集聚，那么，企业层面的外来资本很可能通过影响产业集聚进而影响到创新，这在下文的机制检验部分得以证实。

本文主要使用1998—2010年的工业企业数据，由于部分年份缺少关键变量，我们最终得到11年的面板数据。本文研究发现企业层面的外来资本占比可以显著提高企业的创新水平，并且通过了多重稳健性和内生性检验，并且从区域、行业特征、要素密集度和是否出口企业等角度进行了异质性检验。本文的贡献主要有两点：(1)现有研究大多从地区、行业或者外资准入政策角度展开研究，因而结论大多针对于地区或者行业层面，但是并没有给予企业层面的证据。我们以企业层面的外来资本占比作为代理变量，而外资占比伴随着外方投资和撤资而变化，进而可以反映外资在企业层面的进入程度和重要程度。并且我们使用了企业层面的创新指标，因而可以从企业层面得出外资对创新的影响。(2)现有研究较少讨论外资影响企业创新的作用机制，我们认为外资进入程度、产业集聚和中国经济增长相伴而生，因此以城市-行业维度的产业集聚作为中介变量进行检验，我们首次从企业层面证明了外资可以促进产业集聚进而提高企业的创新水平。此外，本文主要使用企业层面的微观数据，并且控制了行业、城市和年份固定效应，从而使得研究结论更为精确。

本文下面的结构安排为：第二部分是文献综述；第三部分是计量模型、数据来源和变量设定；第四部分是实证检验；最后是结论性评述。

二、文献综述

地方官员之间围绕 GDP 增长而进行的“晋升锦标赛”是中国地方官员推动辖区经济增长的主要激励来源[10]。而在“晋升锦标赛”的激励下，外商投资成为地方政府的争夺对象，江飞涛等(2012)[11]认为财政分权体制和晋升竞争体制使得地方政府具有强烈的动机干预企业投资和利用各种优惠政策招商引资，进而促进地区经济发展。

现有研究大多肯定了外来资本或者外方投资对经济增长的积极作用。Blomström和Sjöholm(1999)[12]认为外方投资是发展中国家获得先进技术的主要来源，对一国经济发展起到重要作用。Alfaro et al(2004)[6]94-98认为外商投资可以为一国带来先进的技术、新产品、新的管理经验和模式，进而很大程度上促进了所在国的经济发展。中国的经验证据也表明，经济增长的重要资金来源是外商直接投资，外资经济可以推动中国经济增长和改变中国的经济增长方式，进而提高中国的发展质量[2]15-16。卢荻(2003)[13]研究也发现外商投资在产业层面有助于改进资源优化配置，促进地区经济发展。

Loukil(2016)[3]38-40认为外商直接投资可以为当地经济带来额外的溢出效应，并且发现一国技术门槛较低时，外商投资对创新具有负面影响，当达到一定门槛后，外商投资将提升一国的创新水平。Roy和Acharyya(2009)[14]认为在竞争威胁的情况下，外国出口企业进入国内市场将使得市场竞争变得激烈，最终促进本国企业创新。Zhang和Roelfsema(2015)[4]29-33研究了中国对外开放与中国各地区创新差异之间的关系，发现外商投资和出口较多地区的创新水平更高。关于外资与创新的国内文献，李蕊(2008)[15]认为通过FDI的溢出效应提高本国的技术水平和创新能力。邱立成等(2017)[5]152以2003年外资准入标准变化为实验，验证了外资自由化可以提升企业的创新水平，并且依赖于企业与前沿技术水平的差距。以上可以看出大多研究肯定了外资对提升创新的积极作用，但是也有相反意见，如罗伟和葛顺奇(2015)[16]认为跨国公司进入将对我国企业的研发创新产生抑制效应。

综合来看，现有研究大多肯定了外商投资对于一国经济发展和创新的积极作用。其中，尽管有研究涉及外资和创新的研究，但是无一例外集中于国家、地区和行业层面，并没有给予微观企业层面的证据。我们在已有研究的基础上，使用企业层面的外资占比作为代理变量，进而给出了企业层面的证据。而且现有研究大多没有剖析其中的作用机制，我们认为中国FDI政策、产业集聚和经济增长相伴而生，外资进入可能促进了中国的产业集聚效应，进而对企业创新产生积极的促进作用。

现有研究大多肯定了产业集聚对促进中国经济增长和经济绩效的积极作用[17～19]。杜威剑和李梦洁(2015)[8]8-9研究发现产业集聚对企业创新决策和新产品产出具有显著的促进作用，甚至在合适的政策条件下，可以发挥技术研发的集聚效应，促进技术创新和实现地区产业结构升级[9]46。而产业集聚的影响因素与外商投资密切相关，向永辉(2013)[20]73-90认为外商投资带来的产业集聚效应和政策优惠就形成了一种无穷反复的相互作用。外资企业倾向于在产业集聚中心进行投资[21]，并且反过来，产业集聚也可以影响外商投资的区位选择[22～24]。

尽管已有研究视角不同，但却为本文提供了很好的依据和研究方法。我们在已有研究基础上，重点从企业层面出发，研究企业的外资占比对企业创新的影响，并且从产业集聚角度分析了其中的影响机制。

三、计量模型、数据来源和变量设定

(一)计量模型

本文具体使用控制二位数行业、城市和年份的固定效应模型进行实证检验，为了排除样本之间相互影响而造成异方差，我们在城市层面加聚类处理，本文基本计量模型如下所示。

innovationjt=at+ar+ai+βfdijt+∑nlnXjtn+djt

(1)

其中，r、i、t分别代表地级市、二位数行业和年份，j和n表示企业和控制变量个数，X表示相应的控制变量。

其中β为本文关注的重点，当β大于0时，说明外资占比可以提升企业的创新水平，当β小于0时，说明外资占比越高则越不利于创新水平的提升。

(二)数据来源

本文主要使用企业层面的微观数据，具体使用1998—2010年工业企业数据库。由于企业创新可以用研发和新产品产出值来衡量，但是我们的研发数据仅到2003年，而新产品产出值数据可以到2010年，因此使用新产品产出值来衡量创新。其中2004年和2008年缺少新产品产出值数据，因此，我们使用的数据为1998—2003、2005—2007、2009—2010年，共11年的微观层面数据。

中国工业企业数据库的数据量巨大并且处理方法复杂，我们借鉴目前比较通用的方法进行处理[25～26]。由于在研究时间段内国民行业分类标准发生了变化，1998—2002年工业企业数据库使用的是国民经济行业分类(GB/T4754-1994)，2003—2010年工业企业数据库使用的是国民经济行业分类(GB/T4754-2002)，为了使得行业代码保持一致性，本文将以国民经济行业分类(GB/T4754-2002)为一致标准。本文对地区代码进行一致性处理，根据中国国家统计局网站公布的行政区划代码，我们将工业企业数据库的地区代码统一转化。

工业企业数据涵盖了全部国有企业和产品销售收入(主营业务收入)在500万以上的非国有企业，行业范围为规模以上制造业企业。通过数据整理发现，发现有些数据关键变量数据缺失，故本文剔除总资产、工业增加值、固定资产净值等变量缺失的数据。对于职工人数小于30人，总资产小于流动资产，总资产小于固定资产净值、累计折旧小于当期折旧等不符合会计规则数据进行剔除。

(三)变量设定

已有研究大多使用地区层面的外方投资数据，但是并不能衡量企业层面的外资进入程度。随着市场化程度加深，企业的混合所有制形式越来越常见，其中主要可以用外来资本占公司总资本的比重来衡量企业层面的外资进入情况，并且随着经济发展和投资的深入，外方投资最终将以公司资本金的形式体现。同时，伴随着外资进入、兼并和退出，外来资本金比例也会发生变化。因此，我们构建企业层面的外资占比指标(fdi)，具体使用外商资本金和港澳台资本金的和占公司实收资本的比重衡量。

我们主要使用企业的新产品产出值来衡量创新，参照已有研究，企业创新(inno)用企业的新产品产出值占企业生产总值来衡量[27]。

为了排除其他潜在因素的影响，我们在方程中加入控制变量。企业年龄(age)使用企业实际存在时间的对数来衡量。企业规模(scale)使用企业职工人数的对数值来衡量。要素密集度(lnkl)使用企业人均固定资产的对数来衡量，固定资产使用不变基期的固定资产指数进行折算。企业利润率(profitrate)使用企业利润总额除以生产总值来衡量。劳动生产率(TFP)使用企业人均生产总值的对数来衡量，生产总值用不变基期的工业品出厂价格指数来衡量。市场集中度(hhi)用以反映行业的竞争程度，hhii=∑j(yij)2，其中yij表示i行业中j企业的就业人口比重。企业运行成本(cost)使用财务费用、管理费用、产品销售费用和利息支出的和除以工业总产值来衡量。出口强度(export)使用企业出口交货值除以销售产值来衡量。表1为本文基本变量的描述性统计。

表1 相关经济变量的描述性统计

四、实证检验

(一)基准检验结果

我们首先分别使用随机效应和固定效应模型进行实证检验，然后用豪斯曼方法(Hausman-test)进行了检验，检验结果显示P值等于0，则拒绝原假设，则本文适合固定效应模型，基准回归结果如表2所示。回归结果显示，fdi的系数通过了1%水平的显著性检验，说明外资占比可以显著的提高企业的创新水平，并且随着加入固定效应和调整聚类标准误后，fdi的系数绝对值得以逐步增大。

其中模型(1)为普通随机效应回归模型，模型(2)为面板数据随机效应回归模型。模型(3)到模型(6)逐步加入了二位数行业层面的固定效应、城市层面的固定效应和年份层面的固定效应，并且在城市层面加聚类处理，从而可以避免样本不随行业、城市和年份变化等因素的干扰，以及样本个体相关而导致的异方差问题。

对于核心解释变量的解释：一方面，企业外资占比越高则国外企业带来的资本和技术投入更多，而资本投入可以使得企业获得更多的研发资金进而促进企业的创新产出，同时外来技术投入可以直接提升企业的技术层次，使得企业技术水平与国际接轨，最终提升企业整体的技术和创新水平[6～7]。另一方面，外资占比越高则国外企业在公司得到主导权越大，从而有利于提高国内企业的管理水平以及与国际市场接轨程度，甚至有利于打破国有企业体制相对僵化的局面，最终提升企业的运行效率和创新水平。

对于控制变量的解释，从回归结果来看，控制变量的系数方向相对比较稳定，而且基本通过稳健性检验，系数方向与已有理论和研究结论一致，说明本文选择的控制变量是合理和有效的。企业年龄(age)的系数为负数，说明企业存在时间越长则创新水平越低，原因在于在位时间长的企业具有相对稳定的市场和产品结构，因而缺乏动力进行研发新产品。企业规模(scale)的系数为正数，说明企业规模越大则创新水平越高，主要在规模大的企业具有更多的资金投入研发，进而促进企业的创新水平。要素密集度(lnkl)的系数为正向，说明越是接近资本密集型的企业的创新水平越高，原因在于劳动密集型企业的技术水平相对较低，并且更多依赖于低端劳动力投入，而资本密集型企业更需要依赖于技术，因而更可能投入研发和创新。企业利润率(profitrate)的系数为正但没有通过显著性检验，但是定性分析与常识相符合，利润越高的企业越有能力投入研发和引进技术。

劳动生产率(TFP)的系数为正数，大多研究论证了生产率与创新的正相关关系[28]，我们不再赘述。市场集中度(hhi)的系数为正数，主要在于集中度较高的行业大多是垄断竞争状态，在位企业要想保持在行业的地位，就必须不断进行研发创新以满足竞争市场的要求。企业成本(cost)基本没有通过显著性检验，但是系数方向为负，主要在于成本较高的企业的利润水平和经营绩效相对较低，因而进行研发的投入和意愿相对较低。出口强度(export)的系数显著为正数，主要原因在于企业生产的产品要想打入国际市场，就必须符合国际市场的需要，进而需要不断投入研发以满足市场要求。

表2 基准回归结果

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误。

(二)稳健性和内生性检验

1.稳健性检验

因为企业中外资比重可能随着时间变化而增大投入或者减少投入，其中涉及到兼并和退出，以及因为资本比例变化而导致的企业性质变化。因此，我们将其分段进行回归，以观察外资占比对企业创新影响的稳健性，具体分为1998—2001、2002—2006、2007—2010三个时间段，回归结果如表3模型(1)到模型(3)所示，可以看出fdi的系数显著为正，这与前文一致，说明考虑时间因素后本文结论是稳健的。

替换创新指标(inno1)，依然使用新产品产值来衡量创新，具体使用不变工业品出厂价格指数平减后取对数表示，对于数值为0的企业依然设置为0，回归结果如模型(4)所示。可以看出，创新替代指标(inno1)的系数显著为正数，这与前文回归结果稳健一致。

替换外资占比指标(fdi1)，我们将具有外来资本的企业设置为1，其他设置为0，回归结果如模型(5)和模型(6)所示，可以看出fdi1的系数显著为正数，并且对于创新的替代指标(inno1)，回归结果具有一致性。

因此，通过分时间段回归，以及替换解释变量和被解释变量指标，回归结果与前文稳健一致，这说明本文通过了稳健性检验。

表3 稳健性检验：分段回归和替换指标

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误，限于篇幅不再列出控制变量的回归结果。回归方程控制了二位数行业、城市和年份层面的固定效应，以及在城市层面加入聚类标准误。

2.内生性检验

除此之外，我们需要进一步考虑内生性的影响，内生性产生的原因包括遗漏变量和变量相互决定等方面，我们在文中加入了控制变量以及控制了二位数行业、城市和年份固定效应，并且在城市层面加入了聚类标准误。因此，遗漏变量引起内生性的可能性微乎其微，而变量相互决定更可能是引起内生的潜在原因。其基本逻辑为：外来资本可以通过资本投入、技术引进或者管理经验而引发企业研发或者引进先进技术，进而提高企业的创新水平。同时，随着创新水平提升，企业经营绩效得以提升，那么更有可能引发更大的外来资本投入。因此，企业外资占比与创新之间存在一定的相互决定的可能。

借鉴已有研究的思路，有研究认为使用核心解释变量的滞后期可以减弱潜在的内生性[29]，我们分别使用fdi的滞后一期和滞后二期作为核心解释变量的替代变量，并且使用两种创新指标inno和inno1，回归结果如表4中模型(1)到模型(4)所示。可以看出，fdi的滞后一期和滞后二期的系数显著为正数，说明在考虑内生性影响后，本文结果稳健一致。

表4 内生性检验

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误，限于篇幅不再列出控制变量的回归结果。回归方程控制了二位数行业、城市和年份层面的固定效应，以及在城市层面加入聚类标准误。

进一步使用两阶段最小二乘法(2SLS)进行内生检验，并且使用fdi的滞后一期作为工具变量，回归结果如模型(5)和模型(6)所示。我们检验了工具变量是否具有内生性，检验结果显示工具变量是外生的，并且回归结果显示fdi的系数显著为正数，与本文基本结论一致，则在进一步排除内生性后本文结果是稳健的。

(三)时间趋势和机制检验

1.时间趋势检验

前文中我们按照时间进行了分段检验，但是随着中国经济的发展，民营企业逐步成为推动经济发展以及创新的重要力量，是否外资占比越高就一定能够促进企业创新，我们需要进一步检验外资占比(fdi)随时间的边际影响。我们设置年份虚拟变量(year_dum)，例如在2002年，则当年设置为1，其他年份设置为0，其他年份类同，并且将外资占比(fdi)分别乘以历年的年份虚拟变量(year_dum)，则2002年可以表示为fdi_2002，具体如公式(2)所示，其中λ为我们关注的重点，回归结果如表5所示。

INDUi=at+ar+ai+∑mλmfdi_yearjtm+∑nlnXjtn+djt

(2)

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误。

从表5中可以看出，fdi历年回归结果的系数显著为正数，但是系数绝对值整体呈现先增大后减小的趋势，我们将历年fdi系数值一一列出，并且绘制如图1所示。从图1可以看出，不管是inno还是inno1，fdi随时间的边际效应基本呈现倒“U”型，这说明fdi对企业创新的作用尽管为正向，但是fdi对企业创新的作用呈现先增长后减小的变化趋势。我们认为，其原因在于：一方面企业外资比重并非越大越好，随着行业中外资参与程度加深反而可能降低整体的竞争程度，甚至使得外资企业成为垄断企业，进而降低了整体的创新水平。另一方面，一国经济的持续发展依赖于内资企业，特别是民营企业，随着中国经济的发展，外来资本带来的资本投入和技术投入对我国经济的发展边际作用越来越小，而更加需要本国企业投入研发或者引进先进技术来提升创新水平。因此，对于fdi的时间边际作用呈现倒“U”型符合中国经济发展的国情。

2.机制检验

产业集聚效应对于中国经济发展起到了积极的促进作用，并且得到大量研究的证实[17～19]。而外方投资可以通过集聚效应对产业发展带来积极的促进作用[20]55-73。那么，产业集聚是否是外资促进企业创新的中介因素？我们参照李胜旗和毛其淋(2017)[30]的方法，借助中介效应模型来揭示其中的影响渠道，基本方程如公式(3)和公式(4)所示，回归结果如表6所示。

INDUi=at+ar+ai+βfdijt+∑nlnXjtn+djt

(3)

innovationjt=at+ar+ai+βfdijt+dINDUi+∑nlnXjtn+djt

(4)

(5)

但是，Ellison和Glaeser(1999)[31]的方法综合考虑到了地区和行业因素，那么集聚效应主要体现在地区层面，还是行业层面？我们借鉴Martin et al(2011)[32]的方法，在城市层面和二位数行业层面分别构建产业集聚指标。行业层面的集聚(localagg)主要用城市中企业所在行业的其他企业就业人数来衡量，城市层面的集聚(urbanagg)主要用同一城市其他行业的就业规模来衡量，具体构造如公式(6)和公式(7)所示。

localaggijct=ln(ejct-eijct+1)

(6)

urbanaggijct=ln(ect-ejct+1)

(7)

表6为中介效应检验的回归结果，从模型(1)可以看出，fdi的系数显著为正数，这说明企业外资占比越高则产业集聚程度越高。模型(2)和模型(3)中INDU的系数显著为正数，说明即使不考虑外资的影响，产业集聚可以正向影响企业创新水平。因此，综合模型(1)到模型(3)可以得出，产业集聚是企业外资占比影响创新的中介渠道，可以通过促进产业集聚程度进而提高企业的创新水平。

但是，到底是通过行业层面的集聚效应，还是城市层面的集聚效应？通过模型(4)到模型(9)可以得出相关结论。从模型(4)可以看出，fdi的系数并不显著，因此企业的外资占比并不能显著的提升行业层面的集聚效应，结合模型(5)和模型(6)的回归结果，行业层面的集聚效应并不是外资占比影响企业创新的中介渠道。模型(7)的回归结果显示，fdi的系数显著为正数，并且模型(8)和模型(9)中urbanagg的系数显著为正，说明城市层面的集聚效应是企业外资占比影响创新的中介渠道，通过提高城市层面的集聚效应进而提高了企业的创新水平。

因此，综合来看，地区层面的集聚效应相对更为重要，地方政府更应该积极促进整个地区的产业集聚，而不应单单集中重视某些重点扶持的产业。

表6 机制检验：集聚效应及其分解

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误，限于篇幅不再列出控制变量的回归结果。回归方程控制了二位数行业、城市和年份层面的固定效应，以及在城市层面加入聚类标准误。

(四)进一步的异质性检验

中国区域经济发展不平衡，东部地区经济发展水平和市场化程度更高，并且是外资的重要流入地[33]。从数据来看，东部地区企业平均的外资占比达到20%左右，中部和西部地区基本相同，为3.5%左右。可以看出，东部地区的外资占比远远高于中西部地区，因此，我们主要从地区层面进行异质性检验。由于东部地区样本占90%以上，中西部样本较少，我们将具体分为东部地区样本组和中西部地区样本组，回归结果如表7中模型(1)到模型(4)所示。可以看出，东部地区样本组fdi的系数显著为正数，与本文基本结论一致，而中西部地区则不显著。我们认为，主要与东部地区经济更为发达、产业更为集中有关，因而外资主要集中在了东部地区，并且提升了东部地区的创新水平。中西部地区由于外资相对稀缺，作用并不明显，因此中西部地区地方政府更应当加大招商引资力度。

我们进一步从行业性质方面进行异质性检验，具体分为重工业和轻工业样本组，回归结果如表7中模型(5)到模型(6)所示。可以看出fdi的系数都显著为正数，说明不管是重工业还是轻工业，外资占比都能显著地提高企业创新水平。为了系数可以进行比较，我们将其标准化，可以看出重工业样本组的系数值更大，说明外资占比更能提升重工业部门的创新。这主要是因为轻工业相对技术层次更低，像纺织、服装等行业大多为劳动密集型，更需要劳动力投入，因此对创新和先进技术的依赖程度较低。

表7 异质性检验：区域和是否重工业

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误，限于篇幅不再列出控制变量的回归结果。回归方程控制了二位数行业、城市和年份层面的固定效应，以及在城市层面加入聚类标准误。

每个企业的要素密集度不同，并且可以根据要素密集度具体分为资本密集型和劳动密集型企业。我们根据控制变量要素密集度(lnkl)进行二分位划分，将处于50%～100%的企业作为资本密集型样本组，将处于0%-50%的企业作为劳动密集型样本组，具体的回归结果如表8中模型(1)到模型(4)所示。可以看出fdi的系数显著为正数，但是系数标准化后，资本密集型样本组的系数值相对更大，说明外资占比对于资本密集型企业更能提升创新水平。

我国经济的腾飞离不开加工贸易和一般贸易。截止2018年，出口占国内生产总值的比重依然达到30%左右，因此我们从企业是否为出口企业角度来进行异质性检验。具体将具有出口交货值的企业归类为出口企业样本组，其他作为非出口企业样本组，回归结果如模型(7)和模型(8)所示。可以看出fdi的系数显著为正数，但是出口企业样本组的系数大于非出口企业样本组，说明外资占比更能促进出口企业创新。主要在于出口企业的产品对接国际市场，需要不断更新换代来跟上国际市场的需要，因而竞争程度更高。同时，外资企业更加青睐于出口企业，特别是加工贸易行业，因而外资的作用相对更大。

表8 异质性检验：要素密集度和是否出口企业

注：*、**和***分别表示10%、5%和 1%以上的水平显著，括号内为协方差调整后的标准误，限于篇幅不再列出控制变量的回归结果。回归方程控制了二位数行业、城市和年份层面的固定效应，以及在城市层面加入聚类标准误。

五、结论性评述

本文主要使用1998—2010年工业企业数据库，使用固定效应模型实证检验了企业层面的外资占比对企业创新水平的影响。研究发现：第一，外资占比对企业的创新水平具有显著的促进作用，并且通过了分时间段、替换指标以及潜在的内生性检验。我们认为，外资是外来资本投入和技术投入的来源，可以带来资金进行研发或者引进先进技术，进而提高企业的创新水平。同时，外资可能带来先进的管理经验，也有利于提升企业的经营绩效和创新。第二，外资占比的时间趋势检验发现，外资占比对企业创新的促进作用先增大后减小，呈现倒“U”型。说明外资对于企业创新的促进作用并非一直增大，其原因可能与随着中国经济的增长，内资企业特别是民营企业的作用越来越大有关。第三，机制检验部分发现，产业集聚是外资占比促进企业创新的中介变量，说明随着外资的进入，外资占比促进了地区的产业集聚效应，并且集聚效应可以显著地影响企业创新行为。此外，产业集聚主要体现在地区层面的集聚效应，在行业层面并不显著。第四，异质性检验发现，外资占比仅在东部地区对企业创新具有促进作用，中西部地区则不显著，并且对重工业行业、资本密集型和出口企业的促进作用要比对轻工业行业、劳动密集型和非出口企业的促进作用大。

本文基本结论显示，外资对中国企业的创新水平具有显著的促进作用。我们认为，当前中国经济发展依然需要考虑到外资因素，吸引外资对地区经济发展、企业创新水平和效率提升都能起到积极的促进作用，这与国家要求进一步扩大开放的指导方向相符合。并且需要特别重视中西部地区的发展，激励地方官员积极地引进外资和先进技术。因此，我们建议依然应当把招商引资放在重要位置，外资的直接作用将促进地区经济增长，并且，外资进入可以直接或间接引进高端技术，进而促进地区企业生产效率和创新水平，最终促进地区的高质量增长。

从机制检验部分发现，产业集聚特别是地区层面的集聚效应是外资影响创新的重要渠道。我们认为，经济集聚程度加深是中国经济发展的表征现象，外资是影响企业创新水平的外在因素，因此需要在扩大开放和加大招商引资的同时，更加积极培育地区的产业集聚。除此之外，政府可以制定和实施积极的产业政策来促进地区产业集聚，可以通过重点培育招商引资的企业或给予研发补贴的方式以提高企业的创新水平。