外资开放、城市创新能力与出口结构升级——基于中国城市层面数据分析

闫中晓陈爱贞鲍伟容

(1.厦门大学 经济学院，福建 厦门 361005；2.中国建设银行 合肥电子银行业务中心，安徽 合肥 230601)

一、引言

随着中国对外开放领域不断拓宽，2018年发布的《外商投资产业指导目录》相比1995年的第一版，鼓励类条目由115条增加到179条，限制类条目从56条减少到7条，禁止类条目从10条减少到7条[1]。自2012年开始，服务业成为主要的吸资领域，高新技术产业利用外资开始快速增长。与此同时，国内创新水平也在较快发展。虽然新中国成立以来，外资通过补缺与启动效应、竞争效应、技术溢出效应等机制对中国经济发展产生了积极影响[2]，但关于外资进入对国内创新的影响一直颇有争议，有研究认为外资进入的溢出效应会促进创新[3]，也有研究指出外资进入的挤出效应会抑制创新[4]，这些研究大多基于企业、行业或国家层面。城市作为连接国家、企业和个人，容纳工业和服务业以及各种要素和产品交换的基本单元[5]，不但是外资进入和创新的重要场所，也是企业和产业创新的资源支撑，因而，关于外资开放对创新影响的研究需要从企业和行业层面转向城市层面。

近年来的一些研究表明，出口活动更多地集中于大城市，城市是出口的重要载体[6]。城市创新能力越高意味着城市将知识转化为新产品、新工艺、新服务的能力越高。城市创新能力的高低不仅关乎城市内部企业、产业的发展方向、速度和质量，也决定着城市产业结构和出口贸易结构的升级。2020年国务院办公厅印发《关于推进对外贸易创新发展的实施意见》，强调了用创新要素投入以优化商品结构。显然，出口结构升级是出口技术含量和附加值提升的过程[7]，作为出口重要载体的城市其创新能力是推动出口结构升级的重要动力。需要看到的是，当前中国与发达国家仍有很大的技术差距，而随着世界经济格局不断恶化，特别是2018年中美贸易战以来，中国高科技企业“走出去”合作越来越难。如果中国不能很好利用开放市场和吸收FDI的历史机遇，可能会放慢技术进步的速度[8]。因此，对中国这样的发展中国家而言，外资开放是影响城市创新能力的重要因素[9]，外资开放将企业、产业虹吸至世界进程中，城市外资开放程度的不同还可能会改变资源获取整合速度及形式等，进而深刻影响城市创新能力对其出口结构调整的作用方式。

从现实来看，城市内部的企业、产业既受到城市外资开放深度和广度的影响，也受城市创新能力高低的影响。为此，本文试图将城市外资开放与创新置于统一的分析框架，从中观城市层面对如下问题进行细致分析：城市外资开放不断深化的同时，与城市创新能力的互动关系究竟如何，外资开放深化是削弱还是强化了城市创新的出口结构调整效应？在中国企业“走出去”获取高新技术越来越难的背景下，进一步揭示外资开放与城市创新能力之间的内在机制，能为现有的创新理论提供一个新视角，并且能为我国更好地推进国际国内双循环提供理论基础与参考路径。

二、理论分析与研究假说

出口结构升级是出口技术含量提升的过程[7]，因此，创新作为经济发展的重要推动力，也是推动出口结构升级的重要动力。城市创新能力的提高主要通过以下路径促进城市出口结构升级：(1)创新资源集聚效应。创新能力越强的城市往往能集聚越多的技术、高人力资本和信息等创新资源，覆盖越多的技术领域[10][11]，不仅有助于城市企业以更低的成本、更快地获得各种创新资源，提高产品技术含量，也容易促进高新技术产业的发展。(2)资源配置效应。城市创新活力越强，越能够有效促进人流、信息流、交通流和物流的有效协调和高速运转，降低企业生产经营活动的交易成本，提高资源配置和利用效率[12][13]，使得更多资源流入研发创新环节，进而提高产品技术含量和质量。(3)新产业孵化效应。创新能力越强的城市往往内部创新环境和平台越好，这能激发新产业、新业态的发展，带动信息技术、设计和商务服务等生产性服务业的发展，进而有利于产业结构和出口结构升级[14]。不少研究也表明，当城市创新能力提高时，其产业结构和出口结构都会升级[15][16]。

那么，随着城市的对外开放，作为城市创新的重要驱动力，外资开放对城市创新的出口结构调整效应有何影响？外资开放度越高的城市，行业开放领域相对较广，外资带来的专业知识、专业技能、专用投入和价值链高端环节的要素投入所涉及的行业领域更为广泛，为城市集聚效应提供更多的外部创新资源；而且由于中国高技术产业以及新兴产业与国际水平差距较大，这种专业知识、要素投入多元化往往更容易促进该类产业发展，进而强化城市创新能力提升的新产业孵化效应；外资开放度高的城市，进入的外资企业数量较多，大量外资企业的高标准招聘要求往往会加速城市内部高人力资本等创新资源的聚集[17]，而且外资进入一般多会缓解城市内部本土企业进行出口产品结构升级的融资约束，此外，外资企业进入会加剧同行业内部的竞争效应，淘汰一部分低效率企业，进一步增强城市资源配置的效应。因此，外资开放往往会强化城市创新的出口结构升级效应。

然而，根据企业资源基础理论和战略管理理论，外资企业为了保持竞争优势和核心技术的垄断地位，可能通过建立因果模糊的“隔绝机制”以防止对手抄袭和模仿[18][19]，导致城市内企业难以获得关键核心技术。尤其对于创新能力高的城市而言，其内部企业吸收能力较高，往往会迫使外资企业通过将生产链碎片化及缩短产品生命周期等方式将专有的或高级的知识隐形化或复杂化以防止核心技术外溢[20]。外资开放越高的城市，外资所涉及的领域一般越广泛，或外资企业进入数量越多，外资通过隔绝战略对创新资源溢出的阻碍效应越大，这不利于城市创新资源的外部获取，而中国企业在高技术领域尚不具备优势，高新技术发展更多依赖于外部创新资源，因而，外资企业对创新资源溢出的阻碍效应在高新技术产业中更为突出。可见，外资企业的隔绝机制不利于城市创新资源集聚，进而削弱城市创新的出口结构升级效应。由此本文提出假说：

假说1a：外资开放会通过外溢效应和竞争效应强化城市创新的出口结构升级效应。

假说1b：外资开放通过隔绝机制阻碍创新资源溢出进而削弱城市创新的出口结构升级效应。

三、研究设计

(一)模型设定

为了验证城市外资开放、创新能力对其出口结构的影响，构建如下计量模型：

lnliglit=α0+β1lninnoit+β2lninnoit×lnopenit+β3lninnoit+rXit+ui+ut+εit

(1)

其中，lnhighit表示城市i在t年的出口结构；lninnoit表示城市创新能力；lnopenit表示外资开放；lninnoit×lnopenit表示城市的外资开放与城市创新能力交互项。Xit是控制变量的集合，μi表示个体固定效应，μt表示时间固定效应，εit为随机干扰项。

(二)变量选择

1.被解释变量

出口结构(lnhighit)。不管是从中国贸易高质量发展政策还是出口贸易升级的本质来看，出口结构升级就是出口产品结构不断优化的过程，体现为以劳动密集型产品出口为主转变为以技术密集型产品为主。本文参考陈怡和孙文远做法[21]，基于拉奥关于贸易品的分类[22]，以高技术制成品出口额与总出口额比值来衡量城市的出口结构。

2.核心解释变量

城市创新能力(lninnoit)。该指标源于寇宗来和刘学悦的《中国城市和产业创新力报告2017》。该创新指数主要基于中国专利数据计算得到，与以往直接利用专利申请量或专利授权量代表城市创新的文献不同，其充分考虑不同年龄段的专利价值差异，利用计量方法估算该差异。

3.其余控制变量

控制变量(Xit)。借鉴孙楚仁等的做法[5]，主要控制影响出口的因素。(1)城市基础设施(lnproad)，用人均道路面积来衡量；(2)城市人口规模(lndensity)，用人口密度来衡量；(3)城市财政自主程度(lnfiscal)，用城市预算内财政收入与财政总支出之比来衡量；(4)城市的科研支出(lnsci)，用城市的科学支出占财政支出的比重来衡量；(5)城市的运输成本(lndistance)，用城市到最近港口的距离来表示。所有控制变量均取对数。

(三)数据来源

本文的实际利用外资、人口总数、贸易情况、固定资产投资、受教育情况等数据均来源于《中国城市统计年鉴》；城市的高技术制成品出口额由“中国海关进出口统计数据库”整理而得；城市创新指数来源于《中国城市和产业创新力报告2017》。基于中国海关进出口数据的可获得性和统计口径的一致性，我们选取2006-2015年281个城市的面板数据作为样本。个别城市缺失的数据从各城市的统计公报查询并补充，其余某些年份的缺失数据利用插值法补齐。本文所有涉及价格的变量都以各城市2006年为基期的GDP平减指数进行平减。

(四)典型事实(1)限于篇幅,变量的描述性统计未报告,如需要可向作者索取。

表1为城市出口结构的描述性统计。总体来看，2006-2015年，城市高技术制成品的出口比重(均值、最大值等)呈上升趋势，2015年达到12.1%，一定程度上说明中国出口产品技术含量在逐步提高。从空间分布来看，在样本观测期间，东部地区城市的出口结构比较稳定，而中西部地区则有明显升级趋势。

表1 2006-2015年中国城市出口结构

中国城市的创新指数见表2所示：

表2 2006-2015年中国城市创新指数

2006-2015年，中国城市的创新指数从1.414快速提升至17.958。然而，该指数在不同城市间差异较大，从极值间差距来看，2015年，最大值与最小值的差距达849；从均值来看，虽然东、中、西部地区的创新指数在逐年增长，但东部地区的创新指数均值显著高于中西部，中部地区略高于西部地区。

四、计量分析

(一)基准回归

基准回归结果如表3所示，列(1)报告了只引入外资开放、城市创新能力及其交互项的回归结果，列(2)是在此基础上引入控制变量的结果，发现无论是否加入控制变量，外资开放与城市创新能力的交互项系数都显著为正，说明外资开放会通过外溢效应和竞争效应强化城市创新的出口结构升级效应，验证了假说1a。

(二)内生性检验

1.2SLS回归

外资开放、城市创新能力与其出口结构可能存在互为因果的内生性问题。本文选取外资开放和城市创新能力的滞后一期作为工具变量，原因在于城市上一期的外资开放和创新能力可以影响到当期的外资开放度和城市创新能力，但当期的城市出口结构对上一期的外资开放与城市创新能力没有影响。以滞后期作为工具变量进行回归结果如表3第(3)-(4)列所示，外资开放与城市创新能力的交互项显著为正，说明外资开放强化了城市创新的出口结构升级效应。对工具变量和内生变量的相关性及相关程度分别进行识别不足检验和弱工具变量检验，LM统计量值和F统计量的值都显著，拒绝了工具变量与内生变量不相关、弱相关的假设，说明本文选取的工具变量是合适的。

2.系统GMM回归

考虑到出口结构的变化是缓慢和动态变化的过程，且具有一定的路径依赖性，为此，借鉴已有文献[28]，在式(1)的基础上加入出口结构的一阶滞后项，以控制模型可能存在的动态效应[29]，利用系统GMM方法进行估计，结果如表3第(5)-(6)列所示，可以发现，出口结构的变化存在显著的路径依赖，前期的出口结构会显著影响后一期。外资开放与城市创新能力的交互项对其出口结构升级的影响显著为正。回归模型的二阶序列相关检验结果表明，无法拒绝回归方程不存在二阶序列相关的原假设，另外Sargan过度识别检验结果也表明，在10%的显著性水平下支持工具变量有效性的零假设，因此整个模型的设定是合理的并且工具变量也是有效的。

表3 计量回归

(三)稳健性检验(2)限于篇幅，具体结果未报告，如需要可向作者索取。

为了检验结果的稳健性，首先，替换外资开放指标，参考陈国亮和陈建军[27]、单豪杰(2008)[29]的做法，将折旧率分别设为6%、10.96%测算FDI存量；其次，剔除异常样本值，剔除前后1%的样本量再进行计量回归；最后，用互联网接入用户数和邮局数替换城市的基础设施建设指标，用从事科学研究人员占比来代替科研支出替换城市科研支出指标，发现回归结果仍然稳健。

(四)异质性分析(3)限于篇幅，具体结果未报告，如需要可向作者索取。

外资开放条件下，城市创新的出口结构升级效应会随着城市资源的多寡而产生差异，本文从人、财、物三个方面分析城市资源的异质性，具体为：城市人力资本水平，以每万人大学生数衡量，根据该指标将样本分为高中低三组；城市财力水平用人均资本存量衡量，根据该指标将样本分为高中低三组；城市物力水平用互联网宽带接入用户数量来衡量，同样根据该指标将样本分为三组。回归结果显示，外资开放与城市创新能力交互项系数仅在人力资本水平、财力水平和物力水平中、高的城市显著，而在低的城市不显著。原因在于城市创新能力提高的关键在于现代信息技术的广泛普及和深度应用，然而现代信息技术普及存在较高的门槛，对劳动力的知识水平、财力支持和城市内部物力支持的要求较高，因而，人力资本水平、财力水平和物力水平高的城市，外资开放的外溢效应和竞争效应越强，会增强城市创新的出口结构升级效应。

五、进一步研究：外资开放对城市创新能力的影响机制

随着技术日趋复杂，创新越来越离不开开放的环境[30-33]，尤其对发展中国家来说，由于与发达国家的技术差距较大，引进外资企业是一个城市创新的重要驱动力。而且，外资开放是发展中国家重要的对外开放模式，中国正是通过开放吸引外资和加强多边的贸易与投资，才实现了快速的技术进步。当前与发达国家仍有很大的技术差距，如果中国不能很好利用开放市场和吸收FDI的历史机遇，有可能会放慢技术进步的速度。因此，对中国这样的发展中国家而言，有必要进一步分析外资开放对城市创新能力提升的影响渠道[34]。

外资企业进驻不但能为一个城市带来资本流、配套能力，而且能引入更多的全球创新资源和信息技术资源。也有研究发现，外资企业进入还可能降低企业与银行之间的信息不对称，引导资金流向与FDI相关的企业和行业，从而间接缓解企业的融资约束[35]，这些都有助于城市突破原有市场的资源限制、竞争激励不足和信息匮乏的“锁定”[36]，从而为城市创新提供资本累积。另一方面，随着越多的外资企业进来，越来越多的企业为其配套或获得高质量的中间品、资本品，使城市内的企业不但能获得技术溢出效应、学习效应，还能获得更多参与全球生产网络的机会[9]。随着城市内企业资本、产品的跨国频繁流动，企业能学习到国际市场中先进的知识、技术和经验也越多，这种先进技术随着时间推移扩展到整个行业，进而提高整个行业的技术水平，并进一步通过产业关联形成跨产业技术溢出[37][38]，从而提高整个城市的创新水平。

从更长远的影响来看，随着越多外资企业进驻，一方面外资企业会通过为配套企业和客户培训、员工跳槽、各种面对面交流机会等方式提升城市人力资本，而且还会通过引入创新观念与意识、提高竞争等，鼓励城市内的人才以留学、访问、交流等形式“走出去”学习国外先进知识；此外，随着外资企业带动产业发展，也会激励城市出台人才引进政策，将海外人才引进来，促进海内外高层次人才的交流互动，以使国内人才追踪到世界前沿性的知识，这些都能够促进城市人力资本水平。而人力资本水平是技术创新和技术吸收、扩散的关键因素[39]，人力资本水平越高，城市创新越强。可见，外资开放能通过物质资本积累效应、技术溢出效应、人力资本效应影响城市创新。为此，为验证外资开放影响城市创新能力提升的三个渠道，构建如下中介效应模型：

(2)

(3)

(4)

其中，lnys为物质资本积累效应，用人均资本存量对数来表示(4)人均资本存量的测算借鉴单豪杰的方法，先用2007年的固定资产投资总额作为分子除以折旧率(9.6%)与2007-2015年固定资产投资形成的平均增长率之和来估算2006年各城市的资本存量，2006年以后各城市的资本存量通过全市固定资产投资总额，用永续盘存法计算。；lnjs是技术溢出效应，用人均专利申请量对数来衡量，数据来自国家知识产权局；lnrl为人力资本效应，用每万人在校大学生数对数来表示；其他变量同公式(1)。

回归结果见表5。从第(1)列可以看出，外资开放促进了城市创新能力提升，从第(2)-(4)列可以看出，城市的外资开放产生了资本积累效应、技术溢出效应和人力资本效应，第(5)-(7)列是在公式(2)-(4)列的基础上分别加入中介变量后的结果，可以看出，外资开放系数仍显著为正，且其绝对值与未加入中介变量相比下降明显，说明中介效应显著，外资开放通过物质资本积累、技术溢出和人力资本效应促进城市创新能力提升。

表5 外资开放驱动城市创新的三大效应检验

六、结论与政策建议

利用2006-2015年中国281个地级及以上城市的数据，从城市层面考察了外资开放与城市创新能力的交互作用对出口结构升级的影响，研究发现：外资开放深化可以强化城市创新的出口结构升级效应；异质性分析发现，在人力资本水平、物质资本水平和基础设施建设水平越高的城市，这种强化效应越大；进一步研究发现，城市的外资开放可以通过物质资本积累效应、技术溢出效应和人力资本效应促进城市创新能力提升。

本研究有以下几个方面的重要启示：

第一，坚持外资开放以驱动城市创新。各城市要深刻认识本地区发展的现状，了解本地发展的局限性和弱点，比较差别和不足，并结合本地的区位优势研究、制定差异化的创新发展政策。东部地区的城市在创新驱动发展过程中利用其早期外资开放的领先优势已积累了丰富的创新要素和资源，因而，在今后的城市创新发展进程中应起到领头羊的作用，不断强化自主创新能力，向国际型城市的发展目标前进。中部地区的城市大部分处于承接产业转移和外资转移的阶段，当地政府应着重考虑制定何种优惠政策措施引入优质外资，同时考虑怎样吸引高层次人才流入。西部地区的落后城市着重完善基础设施建设，加强对劳动力的教育培训。

第二，加快地区创新驱动型城市的贸易结构升级。在创新驱动战略的背景下我国东部沿海地区城市是对外竞争的主力，东部沿海基于早期的经验，应把着力点转向创新体系的建设，为发展通用目的的技术产业提供良好环境；中西部地区发展相对滞后，发挥自身的“后发优势”，做好产业城市梯度转移，实现中西部地区城市的产业结构和出口结构快速升级。

第三，提高创新资源的质量，加强资源之间的良性互动。创新活动离不开人财物的支撑，因此，各城市都需增加对教育、物质资本和基础设施建设的投资。在开放经济条件下，充分利用国内外优秀的教学资源，不仅要培养高精尖的人才，还要增强群众的创新意识，实现“大众创业，万众创新”。同时，完善基础设施建设，吸引优质外资。城市发展离不开科技的创新与进步，要积极推动全球各类创新要素和资源在城市的汇集，实现要素间的良性互动。此外，进一步推进都市圈战略，更好地发挥特大城市带动中小城市“在集聚中走向平衡”的引擎作用，以提升中国城市总体的创新能力。