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【摘要】 本文利用2000—2009年西部地区十个省市样本，研究了外商直接投资对西部地区自主创新能力形成的作用机制及影响强度。研究发现，西部地区自主创新主要依靠本地区的专业技术人员以及研发资金的投入，外商直接投资的技术溢出效应并不显著。要进一步提高西部地区的自主创新能力，亟需加大对西部地区人力资本投资力度和研发资金的支持力度。
【关键词】 西部地区 自主创新 外商直接投资 技术溢出
一、问题提出
西部地区由于体制落后、机制不活，是自主创新“增量”的贫瘠之地。同时，受经济条件限制，科研资金投入经费严重不足。这些现状决定了在西部地区进行自主创新的最优方式是引进技术消化吸收再创新，而外商直接投资就是引进技术的最好且最短的途径。本文主要研究外商直接投资是否提高了西部地区的自主创新能力。这一问题具有非常重要的理论和现实意义。如果外商直接投资能够促进西部地区的自主创新能力的提高，那么进一步优化投资环境，吸引处于世界技术前沿的外资企业就能实现双赢。相反，如果外商直接投资对西部地区自主创新能力提高的作用并不显著，那么就有必要进一步研究西部地区最优的自主创新模式。
二、外商直接投资对东道国自主创新作用的文献综述
关于外商直接投资与自主创新方面，国内外有许多学者从不同角度进行过研究。理论上，许多国外学者的规范研究表明，外商直接投资有助于提高东道国的自主创新能力。如Tim Craig（1997）认为当外商直接投资的目的是获得利润时，要求有有效的技术创造和传播能力，客观上促进了东道国企业的自主创新能力。Lucio Biggiero（2002）从生物学和医学的角度对于外商直接投资与意大利本国企业自主创新方面进行了研究，认为FDI最基本的作用就是对于东道国具有技术溢出效应，外商直接投资能够增强东道国的自主创新能力。虽然在理论上外商直接投资有利于提高东道国的自主创新能力，但在实证研究方面却存在两种相反的结论。Globerman（1979）、Blomstrm和Wloff（1989），Liu （2000），Alejandro、Ciruelos、Miao Wang（2005）等学者的研究发现外商直接投资FDI是国际间重要的技术传播渠道。在中国，随着外商资本的大量涌入，有关FDI产生的影响也被理论界广泛关注，许多学者对于FDI与自主创新方面也进行了诸多研究。王红领、李稻葵、冯俊新（2006）在研究FDI与自主创新能力时对全国37个工业行业数据进行回归分析，发现FDI会促进中国内资企业的自主创新能力。
但对此持反面观点的一些学者认为，现在中国在世界产业链分工中处于低端位置。目前中国工业企业陷入“引进、落后、再引进、再落后”的怪圈，造成大量技术依赖进口。程惠娟（2002）使用多元OLS估计，研究得出外商直接投资FDI流入增加对发达国家的增长作用比对发展中国家增长作用更明显。陈涛涛（2003）采用多元回归模型的方法，发现外商直接投资FDI对行业内本国企业的溢出效应不是所有情况下都会产生的，只有那些内外资企业在竞争能力上差距小的行业中溢出效应才容易产生。张海洋（2005）采用面板数据分析方法，对中国工业部门R&D吸收能力与外资技术扩散关系进行分析，发现在高科技行业，内资企业没有能吸收外资企业先进技术，反而产生明显的逆向技术扩散，并且中国企业技术进步主要来自自主创新。
到目前为止，对于外商直接投资FDI对中国西部内资企业自主创新是产生积极效应还是抑制效应还没有系统的研究。基于此，本文收集2001—2005年中国西部地区11个省的面板数据，通过回归分析考察了外商直接投资FDI对我国西部地区国有企业自主创新能力的影响，其目的是探寻外商直接投资FDI对中国西部民族企业的自主创新能力的影响和作用。
三、外商直接投资与东道国自主创新的理论框架
1、FDI对东道国自主创新能力的影响机制与途径
FDI对东道国自主创新能力的直接影响效应主要体现在以下两个方面：一是有利于东道国创新体系的建设。企业、科研机构和高校以及致力于技术和知识转移的中介机构是创新体系的主要构成，其中企业是创新体系的核心。而外资研发机构本身就是东道国创新体系核心的一个有机组成部分，而自主创新恰恰就是酝酿、诞生于这样的创新体系中。自20世纪80年代，跨国公司出于实现技术的本地化、及时捕捉世界范围的最新信息和利用东道国的科技人才等目的，开始将一部分研发活动转移到东道国进行，纷纷建立海外研发机构。这些研发机构的建立促进了东道国创新体系的建立，也为创新能力的形成带来了积极影响。二是有利于东道国自主创新平台的搭建。FDI带来的先进技术、设备、管理以及新信息都可以直接为东道国企业所用，从而提升其自主创新平台。外资在东道国进行的研发活动定位在较高水平，不但运用了先进的设备和技术，而且通过其全球信息系统分享研发总部的科技信息，能够在东道国市场上不断推出与国际水平接轨的产品。这些研发活动更直接地推动了东道国市场产品层次的提高，使东道国企业处于一个技术水平更高的创新平台。
2、模型构建
根据上述理论分析，自主创新能力的形成类似于一种生产过程，在这一生产过程中，自主创新能力与东道国的资本和劳动力的投入水平、FDI以及东道国吸收能力密切相关。据此，本文建立如下生产函数：
N=f（RGDP，L，K，FDI）（1）
（1）式中，N表示东道国的自主创新能力；RGDP表示人均国内生产总值，反映一个国家或地区在一定时间内经济和社会发展状况，在一定程度上代表该国家或地区对外商直接投资的吸引力；L和K分别表示自主创新活动所需投入的劳动力和资本；FDI为外商直接投资规模。模型中，FDI为主要研究变量，其余变量为控制变量。
根据（1）式，建立东道国自主创新能力对数生产函数：
lnNi，t=c+?琢ln（RGDPi，t）+?茁lnLi，t+?酌lnKi，t+?啄ln（FDIi，t）+?著i，t（2）
（2）式中，i表示面板数据中的不同个体；t表示面板数据中的不同时点；c表示截距项；?着i，t表示误差项。
考虑到FDI对东道国自主创新的影响是东道国在消化、吸收FDI所带来的先进技术、管理等的基础上逐步实现的，需要一段时间，因此，我们将（2）式中的FDI滞后一期，最终确立回归模型为：
lnNi，t=c+?琢ln（RGDPi，t）+?茁lnLi，t+?酌lnKi，t+?啄ln（FDIi，t-1）+?着i，t（3）
（3）式即为本文构建的研究外商直接投资对我国西部地区自主创新能力影响的最终模型。
四、数据说明与实证结果及分析
1、指标选取与数据说明
西部地区主要包括重庆、四川、云南、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和广西、西藏等11个省、市、自治区。由于西藏自治区的产出与西部其他省份之间的差异较大，为了避免其对研究结果的影响，样本中不包括西藏自治区。由于西部地区的外商直接投资在2000年以后才形成规模，因此，我们选取的数据是西部地区2001—2009年共九年的面板数据。
本文选取按地区分国内三种专利申请受理数代表自主创新能力，各地区国内生产总值数据来源于各省的统计年鉴，并折算到2000年不变价。人口数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》。L用各地区从业人员中专业技术人员总数衡量，K用各地区研究与实验发展经费支出额表示，因为直接用于创新的经费投入就是研发投入。其中L数据来源于《中国统计年鉴》，K采用的数据来源于中国统计局历年R&D统计公报。FDI指标选取在存量指标。鉴于我国各类统计年鉴由于折旧率问题均未提供各地的FDI存量数据，借鉴国内学者的变通方法，本文用各地区外商投资企业的投资总额来代替FDI存量。FDI数据来源于《中国统计年鉴》。模型将利用我国西部地区10个省份2000—2009年的面板数据进行回归，实际样本数为90个。
2、实证结果与分析
首先要在常截距项模型和变截距项模型之间做出选择。通常采用协方差分析方法进行检验，该方法利用Hendry“从一般到特殊”建模思想，用无约束模型和有约束模型的回归残差平方和构造F统计量，通过F检验进行面板数据模型的设定：
其中，SSEr表示施加约束条件后估计模型的残差平方和； SSEi，t表示未施加约束条件的估计模型的残差平方和；m表示约束条件个数；T表示样本容量；k表示未加约束的模型中被估参数的个数。在原假设“约束条件真实”的条件下，F统计量渐近服从自由度为（m，T-k）的F分布，在给定的显著性水平?琢下，如果F 方差值。H统计量近似服从一定自由度的x2分布。当计算H值大于x2分布的临界值时，采用固定效应模型，反之则采用随机效应模型。
对模型（3）的F检验显示，F统计量的值为19.91，大于1%显著水平下的临界值（为2.4），模型应该采用变截距形式。进一步的H检验，结果显示，H统计量为12.03，大于x2分布临界值（为0.0171），因此，模型（3）应采用个体固定效应模型。
对（3）式进行个体固定效应回归，结果见表1。
表1的实证结果反映模型拟合良好，模型对西部地区自主创新能力的解释度为97.6%，所有解释变量的回归系数均为正，除了外商直接投资外，所有变量均在1%的水平上显著。该模型从实证角度证实了本文所构建的自主创新能力形成机制。
首先看FDI。FDI对我国西部地区自主创新能力的形成具有正的影响，但效果并不显著。我们的研究结论验证了程惠娟（2002）的结论，即外商直接投资对发达地区自主创新能力的促进作用要比对欠发达地区的作用更明显。产生这一现象的主要原因可能与西部地区的产业结构有关。西部地区的产业结构以原材料和初级产品的生产为主，结果陷入了“引进、落后、再引进、再落后”的怪圈。另外，外商直接投资对西部地区自主创新能力的弱效应还与当地薄弱的人力资本积累有关。人力资本体现的是蕴涵于人身上的各种生产知识、劳动与管理技能，以及健康素质存量的综合。人力资本显著的影响当地企业对外商直接投资技术的消化吸收能力。西部地区经济欠发达，对人力资本的投资较少，使得原本就薄弱的人力资本存量增长更慢。调查显示，目前西部地区就有344万专业技术人才处于闲置状态，相当于全国3年的大学生培养量。再加上沿海地区和经济特区的强大吸引力，西部地区的人才普遍存在着“孔雀东南飞”和“一江春水向东流”的现象，西部地区薄弱的人力资本存量是导致外商直接的先进技术难以被当地企业消化吸收，从而导致外商的溢出效用较弱，对当地的自主创新能力的形成作用不显著。
其次，分析控制變量K和L。各地区专业技术人员数与研究与实验发展经费支出额对自主创新能力的影响较大，而且非常显著。根据表1，专业技术人员每增加1%，三种专利申请受理数增加0.44%，而研究与实验发展经费支出每增加1%，三种专利申请受理数增加0.43%。这两个指标对自主创新能力形成的影响力相当。这说明，当前西部地区的自主创新的形成主要依靠本地区的人力资本和资金的投入。这也进一步论证了，当前西部地区自主创新能力较弱的一个主要原因是人力资本存量的薄弱。过低的人力资本存量一方面间接影响了对外商直接投资先进技术的消化和吸收能力，另一方面还直接影响了当地的自主创新能力。
最后，分析RGDP。表1的实证结果显示，人均收入每增加1%，三种专利申请受理数增加0.3%，这一效应在1%的显著水平上通过检验。人均GDP是反映一个地区整体经济实力的首要指标。一方面，经济实力强的地区通常也要比欠发达地区具备完善的研发和创新条件，因而自主创新能力就强。另一方面，当地经济发展水平越高，通常吸收能力就越强。可见，虽然外商直接投资对东道国经济具有很大的促进作用，但当地经济发展水平对外商直接投资效应的发挥具有反作用，它在一定程度上决定FDI所带来的先进技术从“引进利用”过渡到“自主创新”的周期、难易。
五、结语
西部地区正处于产业升级、经济增长方式转型和建设创新型社会的的关键时期，研究好、处理好FDI和自主创新能力形成的关系意义重大。通过实证分析发现，西部地区自主创新能力的形成主要依赖于本土的技术人员和科研资金投入，外商直接投资的技术“溢出”效应并不显著，其主要原因在于西部地区的人力资本的存量薄弱，产业结构低端。
在经济全球化的进程中，要提高西部地区的自主创新能力，需要解决的首要问题是加大对西部地区人力资本的投资，实行优先投资于提高人的素质的战略，加大教育投入，调整国民教育体系，注重能力和素质教育，构建学习型社会。同时要针对普遍存在的西部地区人才流失现状，采用多种措施留住人才、引进人才。其次，要进一步加大科研投入的资金支持力度。西部地区的科研投入虽然在不断增长，但距离全国平均水平还有较大差距，投入强度依然不足。因此，有必要建立财政性科技投入稳定增长的机制，保证“十二五”期间财政科技投入幅度高于财政经常性收入增幅。同时，政府要积极引导企业和社会增加科技投入。
【参考文献】
[1] Aitken，B.、A. Harrison：Are there Spillovers from Foreign Direct Investment？Evidence from Panel Data for Venezuela， Mimeo，MIT and the World Bank，1991（11）.
[2] Blomstrom M.、E.Wloff：Multinational Corporatins and Productivity Convergence in Mexico，Working Paper 3141[J].National Burean of Economic Research，Massachusetts，1989（10）.
[3] S.Globerman：Foreign Direct Investment and “Spillover”Efficiency Benefits in Canadian Manufacturing Industries[J].Canadian Journal of Economics，Canadian Economics Association，1979（2）.
[4] Liu，Xiaming、Pamela Siler、Chengqi Wang、Yingqi Wei：Pro-ductivity Spillovers form Foreign Direct Investment: Evidence from UK Industry Level Panel Data[J].Journal of International Business Studies，2000（31）.
[5] 程惠娟：FDI与开放型内生经济增长[J].经济研究，2002（10）.
[6] 陈涛涛：中国FDI行业内溢出效应的内在机制研究[J].世界经济，2003（9）.
[7] 冷民：从台湾微电子产业的发展看利用外资与提高自主创新能力的关系[J].中国科技论坛，2005（3）.
[8] 沈坤荣、耿强：外商直接投资、技术溢出与内生经济增长——中国数据的计量检验与市政分析[J].中国社会科学，2001（5）.
[9] 王红领、李稻葵、冯俊新：FDI与自主研发：基于行业数据的经验研究[J].经济研究，2006（2）.
【关键词】 西部地区 自主创新 外商直接投资 技术溢出
一、问题提出
西部地区由于体制落后、机制不活，是自主创新“增量”的贫瘠之地。同时，受经济条件限制，科研资金投入经费严重不足。这些现状决定了在西部地区进行自主创新的最优方式是引进技术消化吸收再创新，而外商直接投资就是引进技术的最好且最短的途径。本文主要研究外商直接投资是否提高了西部地区的自主创新能力。这一问题具有非常重要的理论和现实意义。如果外商直接投资能够促进西部地区的自主创新能力的提高，那么进一步优化投资环境，吸引处于世界技术前沿的外资企业就能实现双赢。相反，如果外商直接投资对西部地区自主创新能力提高的作用并不显著，那么就有必要进一步研究西部地区最优的自主创新模式。
二、外商直接投资对东道国自主创新作用的文献综述
关于外商直接投资与自主创新方面，国内外有许多学者从不同角度进行过研究。理论上，许多国外学者的规范研究表明，外商直接投资有助于提高东道国的自主创新能力。如Tim Craig（1997）认为当外商直接投资的目的是获得利润时，要求有有效的技术创造和传播能力，客观上促进了东道国企业的自主创新能力。Lucio Biggiero（2002）从生物学和医学的角度对于外商直接投资与意大利本国企业自主创新方面进行了研究，认为FDI最基本的作用就是对于东道国具有技术溢出效应，外商直接投资能够增强东道国的自主创新能力。虽然在理论上外商直接投资有利于提高东道国的自主创新能力，但在实证研究方面却存在两种相反的结论。Globerman（1979）、Blomstrm和Wloff（1989），Liu （2000），Alejandro、Ciruelos、Miao Wang（2005）等学者的研究发现外商直接投资FDI是国际间重要的技术传播渠道。在中国，随着外商资本的大量涌入，有关FDI产生的影响也被理论界广泛关注，许多学者对于FDI与自主创新方面也进行了诸多研究。王红领、李稻葵、冯俊新（2006）在研究FDI与自主创新能力时对全国37个工业行业数据进行回归分析，发现FDI会促进中国内资企业的自主创新能力。
但对此持反面观点的一些学者认为，现在中国在世界产业链分工中处于低端位置。目前中国工业企业陷入“引进、落后、再引进、再落后”的怪圈，造成大量技术依赖进口。程惠娟（2002）使用多元OLS估计，研究得出外商直接投资FDI流入增加对发达国家的增长作用比对发展中国家增长作用更明显。陈涛涛（2003）采用多元回归模型的方法，发现外商直接投资FDI对行业内本国企业的溢出效应不是所有情况下都会产生的，只有那些内外资企业在竞争能力上差距小的行业中溢出效应才容易产生。张海洋（2005）采用面板数据分析方法，对中国工业部门R&D吸收能力与外资技术扩散关系进行分析，发现在高科技行业，内资企业没有能吸收外资企业先进技术，反而产生明显的逆向技术扩散，并且中国企业技术进步主要来自自主创新。
到目前为止，对于外商直接投资FDI对中国西部内资企业自主创新是产生积极效应还是抑制效应还没有系统的研究。基于此，本文收集2001—2005年中国西部地区11个省的面板数据，通过回归分析考察了外商直接投资FDI对我国西部地区国有企业自主创新能力的影响，其目的是探寻外商直接投资FDI对中国西部民族企业的自主创新能力的影响和作用。
三、外商直接投资与东道国自主创新的理论框架
1、FDI对东道国自主创新能力的影响机制与途径
FDI对东道国自主创新能力的直接影响效应主要体现在以下两个方面：一是有利于东道国创新体系的建设。企业、科研机构和高校以及致力于技术和知识转移的中介机构是创新体系的主要构成，其中企业是创新体系的核心。而外资研发机构本身就是东道国创新体系核心的一个有机组成部分，而自主创新恰恰就是酝酿、诞生于这样的创新体系中。自20世纪80年代，跨国公司出于实现技术的本地化、及时捕捉世界范围的最新信息和利用东道国的科技人才等目的，开始将一部分研发活动转移到东道国进行，纷纷建立海外研发机构。这些研发机构的建立促进了东道国创新体系的建立，也为创新能力的形成带来了积极影响。二是有利于东道国自主创新平台的搭建。FDI带来的先进技术、设备、管理以及新信息都可以直接为东道国企业所用，从而提升其自主创新平台。外资在东道国进行的研发活动定位在较高水平，不但运用了先进的设备和技术，而且通过其全球信息系统分享研发总部的科技信息，能够在东道国市场上不断推出与国际水平接轨的产品。这些研发活动更直接地推动了东道国市场产品层次的提高，使东道国企业处于一个技术水平更高的创新平台。
2、模型构建
根据上述理论分析，自主创新能力的形成类似于一种生产过程，在这一生产过程中，自主创新能力与东道国的资本和劳动力的投入水平、FDI以及东道国吸收能力密切相关。据此，本文建立如下生产函数：
N=f（RGDP，L，K，FDI）（1）
（1）式中，N表示东道国的自主创新能力；RGDP表示人均国内生产总值，反映一个国家或地区在一定时间内经济和社会发展状况，在一定程度上代表该国家或地区对外商直接投资的吸引力；L和K分别表示自主创新活动所需投入的劳动力和资本；FDI为外商直接投资规模。模型中，FDI为主要研究变量，其余变量为控制变量。
根据（1）式，建立东道国自主创新能力对数生产函数：
lnNi，t=c+?琢ln（RGDPi，t）+?茁lnLi，t+?酌lnKi，t+?啄ln（FDIi，t）+?著i，t（2）
（2）式中，i表示面板数据中的不同个体；t表示面板数据中的不同时点；c表示截距项；?着i，t表示误差项。
考虑到FDI对东道国自主创新的影响是东道国在消化、吸收FDI所带来的先进技术、管理等的基础上逐步实现的，需要一段时间，因此，我们将（2）式中的FDI滞后一期，最终确立回归模型为：
lnNi，t=c+?琢ln（RGDPi，t）+?茁lnLi，t+?酌lnKi，t+?啄ln（FDIi，t-1）+?着i，t（3）
（3）式即为本文构建的研究外商直接投资对我国西部地区自主创新能力影响的最终模型。
四、数据说明与实证结果及分析
1、指标选取与数据说明
西部地区主要包括重庆、四川、云南、贵州、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和广西、西藏等11个省、市、自治区。由于西藏自治区的产出与西部其他省份之间的差异较大，为了避免其对研究结果的影响，样本中不包括西藏自治区。由于西部地区的外商直接投资在2000年以后才形成规模，因此，我们选取的数据是西部地区2001—2009年共九年的面板数据。
本文选取按地区分国内三种专利申请受理数代表自主创新能力，各地区国内生产总值数据来源于各省的统计年鉴，并折算到2000年不变价。人口数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》。L用各地区从业人员中专业技术人员总数衡量，K用各地区研究与实验发展经费支出额表示，因为直接用于创新的经费投入就是研发投入。其中L数据来源于《中国统计年鉴》，K采用的数据来源于中国统计局历年R&D统计公报。FDI指标选取在存量指标。鉴于我国各类统计年鉴由于折旧率问题均未提供各地的FDI存量数据，借鉴国内学者的变通方法，本文用各地区外商投资企业的投资总额来代替FDI存量。FDI数据来源于《中国统计年鉴》。模型将利用我国西部地区10个省份2000—2009年的面板数据进行回归，实际样本数为90个。
2、实证结果与分析
首先要在常截距项模型和变截距项模型之间做出选择。通常采用协方差分析方法进行检验，该方法利用Hendry“从一般到特殊”建模思想，用无约束模型和有约束模型的回归残差平方和构造F统计量，通过F检验进行面板数据模型的设定：
其中，SSEr表示施加约束条件后估计模型的残差平方和； SSEi，t表示未施加约束条件的估计模型的残差平方和；m表示约束条件个数；T表示样本容量；k表示未加约束的模型中被估参数的个数。在原假设“约束条件真实”的条件下，F统计量渐近服从自由度为（m，T-k）的F分布，在给定的显著性水平?琢下，如果F
对模型（3）的F检验显示，F统计量的值为19.91，大于1%显著水平下的临界值（为2.4），模型应该采用变截距形式。进一步的H检验，结果显示，H统计量为12.03，大于x2分布临界值（为0.0171），因此，模型（3）应采用个体固定效应模型。
对（3）式进行个体固定效应回归，结果见表1。
表1的实证结果反映模型拟合良好，模型对西部地区自主创新能力的解释度为97.6%，所有解释变量的回归系数均为正，除了外商直接投资外，所有变量均在1%的水平上显著。该模型从实证角度证实了本文所构建的自主创新能力形成机制。
首先看FDI。FDI对我国西部地区自主创新能力的形成具有正的影响，但效果并不显著。我们的研究结论验证了程惠娟（2002）的结论，即外商直接投资对发达地区自主创新能力的促进作用要比对欠发达地区的作用更明显。产生这一现象的主要原因可能与西部地区的产业结构有关。西部地区的产业结构以原材料和初级产品的生产为主，结果陷入了“引进、落后、再引进、再落后”的怪圈。另外，外商直接投资对西部地区自主创新能力的弱效应还与当地薄弱的人力资本积累有关。人力资本体现的是蕴涵于人身上的各种生产知识、劳动与管理技能，以及健康素质存量的综合。人力资本显著的影响当地企业对外商直接投资技术的消化吸收能力。西部地区经济欠发达，对人力资本的投资较少，使得原本就薄弱的人力资本存量增长更慢。调查显示，目前西部地区就有344万专业技术人才处于闲置状态，相当于全国3年的大学生培养量。再加上沿海地区和经济特区的强大吸引力，西部地区的人才普遍存在着“孔雀东南飞”和“一江春水向东流”的现象，西部地区薄弱的人力资本存量是导致外商直接的先进技术难以被当地企业消化吸收，从而导致外商的溢出效用较弱，对当地的自主创新能力的形成作用不显著。
其次，分析控制變量K和L。各地区专业技术人员数与研究与实验发展经费支出额对自主创新能力的影响较大，而且非常显著。根据表1，专业技术人员每增加1%，三种专利申请受理数增加0.44%，而研究与实验发展经费支出每增加1%，三种专利申请受理数增加0.43%。这两个指标对自主创新能力形成的影响力相当。这说明，当前西部地区的自主创新的形成主要依靠本地区的人力资本和资金的投入。这也进一步论证了，当前西部地区自主创新能力较弱的一个主要原因是人力资本存量的薄弱。过低的人力资本存量一方面间接影响了对外商直接投资先进技术的消化和吸收能力，另一方面还直接影响了当地的自主创新能力。
最后，分析RGDP。表1的实证结果显示，人均收入每增加1%，三种专利申请受理数增加0.3%，这一效应在1%的显著水平上通过检验。人均GDP是反映一个地区整体经济实力的首要指标。一方面，经济实力强的地区通常也要比欠发达地区具备完善的研发和创新条件，因而自主创新能力就强。另一方面，当地经济发展水平越高，通常吸收能力就越强。可见，虽然外商直接投资对东道国经济具有很大的促进作用，但当地经济发展水平对外商直接投资效应的发挥具有反作用，它在一定程度上决定FDI所带来的先进技术从“引进利用”过渡到“自主创新”的周期、难易。
五、结语
西部地区正处于产业升级、经济增长方式转型和建设创新型社会的的关键时期，研究好、处理好FDI和自主创新能力形成的关系意义重大。通过实证分析发现，西部地区自主创新能力的形成主要依赖于本土的技术人员和科研资金投入，外商直接投资的技术“溢出”效应并不显著，其主要原因在于西部地区的人力资本的存量薄弱，产业结构低端。
在经济全球化的进程中，要提高西部地区的自主创新能力，需要解决的首要问题是加大对西部地区人力资本的投资，实行优先投资于提高人的素质的战略，加大教育投入，调整国民教育体系，注重能力和素质教育，构建学习型社会。同时要针对普遍存在的西部地区人才流失现状，采用多种措施留住人才、引进人才。其次，要进一步加大科研投入的资金支持力度。西部地区的科研投入虽然在不断增长，但距离全国平均水平还有较大差距，投入强度依然不足。因此，有必要建立财政性科技投入稳定增长的机制，保证“十二五”期间财政科技投入幅度高于财政经常性收入增幅。同时，政府要积极引导企业和社会增加科技投入。
【参考文献】
[1] Aitken，B.、A. Harrison：Are there Spillovers from Foreign Direct Investment？Evidence from Panel Data for Venezuela， Mimeo，MIT and the World Bank，1991（11）.
[2] Blomstrom M.、E.Wloff：Multinational Corporatins and Productivity Convergence in Mexico，Working Paper 3141[J].National Burean of Economic Research，Massachusetts，1989（10）.
[3] S.Globerman：Foreign Direct Investment and “Spillover”Efficiency Benefits in Canadian Manufacturing Industries[J].Canadian Journal of Economics，Canadian Economics Association，1979（2）.
[4] Liu，Xiaming、Pamela Siler、Chengqi Wang、Yingqi Wei：Pro-ductivity Spillovers form Foreign Direct Investment: Evidence from UK Industry Level Panel Data[J].Journal of International Business Studies，2000（31）.
[5] 程惠娟：FDI与开放型内生经济增长[J].经济研究，2002（10）.
[6] 陈涛涛：中国FDI行业内溢出效应的内在机制研究[J].世界经济，2003（9）.
[7] 冷民：从台湾微电子产业的发展看利用外资与提高自主创新能力的关系[J].中国科技论坛，2005（3）.
[8] 沈坤荣、耿强：外商直接投资、技术溢出与内生经济增长——中国数据的计量检验与市政分析[J].中国社会科学，2001（5）.
[9] 王红领、李稻葵、冯俊新：FDI与自主研发：基于行业数据的经验研究[J].经济研究，2006（2）.