蔡冬青，劉厚俊

（南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京210093）

一、引 言

黨的十七大報告指出“提高自主創(chuàng)新能力，建設(shè)創(chuàng)新型國家，是國家發(fā)展戰(zhàn)略的核心，是提高綜合國力的關(guān)鍵”；《國家中長期科技規(guī)劃綱要（2006－2020）》將“自主創(chuàng)新”確立為國家戰(zhàn)略，指出“必須把提高自主創(chuàng)新能力作為國家戰(zhàn)略，貫徹到現(xiàn)代化建設(shè)的各個方面，貫徹到各個產(chǎn)業(yè)、行業(yè)和地區(qū)，大幅度提高國家競爭力”。可見，創(chuàng)新能力作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，已得到國家和社會、企業(yè)的廣泛認(rèn)同。同時，我國《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展十二五規(guī)劃綱要》將創(chuàng)新歸為“原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新、引進(jìn)消化和吸收再創(chuàng)新”，為我國創(chuàng)新能力的形成指明了道路。但是在當(dāng)前激烈的國際競爭下，依靠原始創(chuàng)新積累自主創(chuàng)新能力已經(jīng)難以趕超發(fā)達(dá)國家，在狠抓原始創(chuàng)新的同時，充分利用先進(jìn)技術(shù)在國際的傳遞，進(jìn)行集成創(chuàng)新和消化吸收再創(chuàng)新才是我國企業(yè)的合理選擇。我國利用國際技術(shù)傳遞的手段主要包括直接的技術(shù)貿(mào)易和人員流動，以及間接的通過貨物貿(mào)易和外商直接投資的技術(shù)溢出。隨著我國對外直接投資（OFDI）規(guī)模的逐步擴(kuò)大，通過對外直接投資可以獲取發(fā)達(dá)國家的反向技術(shù)外溢，從而提高我國企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，這已經(jīng)在我國學(xué)術(shù)界（鄒玉娟，2008；汪斌等，2009；周游，2009；龔艷萍等，2009；白潔，2009；劉明霞等，2009；闞大學(xué)，2010）形成廣泛共識。接下來值得思考的問題是對外直接投資的反向技術(shù)外溢效應(yīng)在不同東道國、不同產(chǎn)業(yè)間是否一致，是否對外直接投資的規(guī)模越大，其對我國技術(shù)創(chuàng)新的作用就越大，如果不是，還有什么因素影響我國對外投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)。學(xué)者已經(jīng)對我國對外直接投資反向技術(shù)溢出的影響因素進(jìn)行了嘗試性研究（李梅，2010；歐陽艷艷，2010；闞大學(xué)，2010），本文將從東道國制度因素的差異出發(fā)，實證研究其對我國對外直接投資反向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，從而為我國企業(yè)合理選擇對外投資的國別區(qū)域，充分利用對外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)提供有益的建議。

二、文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)的投資理論強調(diào)投資母國或公司對東道國的某種優(yōu)勢，包括壟斷優(yōu)勢（壟斷優(yōu)勢理論）、技術(shù)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢（國際生產(chǎn)折衷理論）以及比較優(yōu)勢（邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論）。反向技術(shù)溢出的研究對這些傳統(tǒng)國際投資理論提出了質(zhì)疑，為缺乏優(yōu)勢的國家和公司走出國門獲取先進(jìn)技術(shù)提供了理論支持。Kogut等（1991）最早發(fā)現(xiàn)了技術(shù)尋求型OFDI的存在。他們利用1976－1987年日本對美國投資的行業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)美國行業(yè)的研發(fā)頻率與日本國內(nèi)的R＆D投入呈正相關(guān)關(guān)系。Neven等（1993）將研究擴(kuò)展到日本對歐洲的OFDI，發(fā)現(xiàn)日本20世紀(jì)70、80年代流入歐洲的OFDI主要集中在高技術(shù)密集度行業(yè)。此后，Cantwell等（1999）等研究也發(fā)現(xiàn)在國際化的研究與開發(fā)背景下，技術(shù)尋求成為很多跨國公司對外直接投資的動機。Van Pottelsberghe等（2001）對13個工業(yè)化國家對內(nèi)和對外直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行對比研究發(fā)現(xiàn)，OFDI東道國對母國具有顯著的反向技術(shù)溢出，而且這一反向溢出與母國國內(nèi)研發(fā)投入和OFDI流量正相關(guān)。

國外學(xué)者的研究主要集中在發(fā)達(dá)國家之間，而對發(fā)展中國家涉及較少，更未對我國的OFDI進(jìn)行相關(guān)研究。國內(nèi)學(xué)者的研究則直接針對我國實際且更加深入。國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為我國的對外直接投資具有反向技術(shù)溢出效應(yīng)。鄒玉娟（2008）、汪斌等（2009）、周游（2009）、龔艷萍等（2009）、白潔（2009）、劉明霞等（2009）、闞大學(xué)（2010）等研究為我國通過OFDI獲取國際反向技術(shù)溢出提供了理論和實證的依據(jù)。國內(nèi)學(xué)者還對我國OFDI反向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響因素進(jìn)行了嘗試性研究。歐陽艷艷（2010）利用偏最小二乘回歸模型，通過輔助分析手段研究了我國OFDI的反向技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)影響我國OFDI反向技術(shù)溢出的主要促進(jìn)因素有東道國的研發(fā)資本、人均國民收入及我國的GDP，真實匯率水平是阻礙因素，政府支持的影響則并不確定。闞大學(xué)（2010）通過系統(tǒng)廣義矩估計模型，對人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平等吸收能力指標(biāo)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)人力資本是制約我國東部反向技術(shù)外溢吸收的主要因素，而阻礙中西部反向技術(shù)外溢吸收的主要因素是經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平。李梅（2010）引入我國人力資本狀況和研發(fā)投入作為吸收能力的評價指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)這兩個變量制約了我國對OFDI反向技術(shù)外溢的吸收。

而基于東道國角度進(jìn)行的研究主要集中在東道國相關(guān)因素對我國OFDI數(shù)量的影響上。張宏等（2009）運用114個國家的截面數(shù)據(jù)和分量回歸的方法研究發(fā)現(xiàn)，東道國制度質(zhì)量、宗教多元化、資源稟賦以及與中國雙邊文化和貿(mào)易聯(lián)系對我國OFDI流量影響顯著。李猛等（2010）運用GMM方法研究了東道國區(qū)位因素與中國OFDI的相關(guān)性。周建等（2010）運用主成分因子分析法對東道國制度因素與我國OFDI的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)東道國制度因素通過其宏觀經(jīng)濟(jì)水平影響我國OFDI的流出量。

我國對外直接投資起步較晚，學(xué)術(shù)界對其研究還有很多值得深入挖掘的地方。從反向技術(shù)溢出的角度看，國內(nèi)學(xué)者的研究主要集中在反向技術(shù)溢出效應(yīng)在我國的存在性、我國國內(nèi)對反向技術(shù)溢出的影響因素以及東道國相關(guān)因素對我國OFDI數(shù)量的影響上，尚缺乏對東道國特征對我國OFDI反向技術(shù)溢出影響的具體分析。本文選擇東道國制度因素作為分析對象，實證研究其對我國OFDI反向技術(shù)溢出效果的影響，以期為我國企業(yè)的技術(shù)尋求型投資提供區(qū)域選擇的有益建議。

三、理論分析與模型設(shè)定

（一）基本模型的推導(dǎo)

遵循Lichtenberg等（1996）研究國際技術(shù)外溢的基本思路（即LP模型），假設(shè)我國的生產(chǎn)函數(shù)為：

式（1）表示我國t時的總產(chǎn)出由當(dāng)期的資本投入Kt、勞動投入Lt、研發(fā)投入St、人力資本投入Ht以及已有的技術(shù)水平At決定。同時本文設(shè)定資本與勞動的投入是規(guī)模報酬不變的，即α＋β＝1。經(jīng)過簡單變換，t時我國總體技術(shù)水平即全要素生產(chǎn)率（TFP）為：

可見，t時我國總體技術(shù)水平?jīng)Q定于研發(fā)投入、人力資本投入和初始技術(shù)水平，其中研發(fā)投入St包括我國國內(nèi)研發(fā)投入和國際外溢獲得的研發(fā)投入兩部分。限于篇幅，本文只考慮通過國際直接投資獲得的外溢資本。因此，St可以被分解為國內(nèi)研發(fā)投入SDt、通過吸引外商直接投資獲得的外溢SFIt以及通過我國對外直接投資獲得的外溢SFOt，則式（2）可進(jìn)一步變換為：

對式（3）進(jìn)行簡單的對數(shù)運算，可得本文的基礎(chǔ)模型：

其中，ut表示隨機誤差項?；诒疚牡难芯磕繕?biāo)，式（4）可用于檢驗我國OFDI反向技術(shù)外溢的存在性，但未考慮OFDI對促進(jìn)我國技術(shù)創(chuàng)新的中間變量——東道國的制度因素。因此我們在式（4）的基礎(chǔ)上加入表示東道國i在t時的制度因素INSit，用其與SFO的交叉項表示制度因素對我國OFDI反向技術(shù)溢出效果的影響，則本文最終的計量模型為：

為了便于使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，在我國的相關(guān)變量下加上了下標(biāo)it以與東道國相關(guān)指標(biāo)相對應(yīng)。在自變量中，本文要研究的是東道國制度因素INS和我國OFDI反向外溢的國外研發(fā)資本SFO對我國技術(shù)水平的影響，所以將其他自變量作為控制變量。

（二）指標(biāo)設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

本文的關(guān)鍵指標(biāo)包括我國技術(shù)水平TFP、通過OFDI反向外溢的東道國研發(fā)資本SFO和東道國制度因素INS，其他變量為控制變量，具體計算如下：

1.我國技術(shù)水平TFP的測算

表1 1991－2010年中國全要素生產(chǎn)率

當(dāng)前學(xué)術(shù)研究中用于表明一國技術(shù)水平的數(shù)量指標(biāo)主要包括全要素生產(chǎn)率和技術(shù)產(chǎn)出指標(biāo)。結(jié)合本文理論模型的推導(dǎo)，全要素生產(chǎn)率（TFP）更適合本文的研究。全要素生產(chǎn)率的測算還沒有形成統(tǒng)一規(guī)范的方法，我們借鑒王英等（2008）的方法估算我國的TFP。王英等（2008）用（設(shè)α＋β＝1）表示全要素生產(chǎn)率，通過對計量模型（Kt／Lt）＋εt進(jìn)行 OLS回歸得到參數(shù)β，然后將各年數(shù)據(jù)代入 A0eγt＝Y(jié)t／可得各年TFP。其中，A0表示基期的技術(shù)水平，eγt表示t期的技術(shù)產(chǎn)出，Kt表示t期我國的固定資本存量，Lt表示t期我國的勞動投入。所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》各期，并折算成1991年價格定基數(shù)值。我國歷年TFP數(shù)據(jù)見表1。

2.通過OFDI反向外溢的國際研發(fā)資本SFO的測算

很多研究直接以我國對外直接投資額作為反向外溢的評價指標(biāo)進(jìn)行實證研究，這勢必會造成“越多越好”的假象。實際上，通過OFDI反向外溢的國際R＆D資本既取決于我國對東道國的OFDI數(shù)額，也取決于該國的R＆D資本投入，同時還受到該國吸引外資總額的影響。因此，本文借鑒Coe和Helpman（1995）研究進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的做法，建立如下指標(biāo)衡量OFDI對我國的國際R＆D資本溢出其中，OFDIit表示我國在t時期對國家i的直接投資存量，∑IFDIit表示t時期國家i吸引的內(nèi)向外商直接投資存量總額，R＆Dit表示國家i t時期的研發(fā)資本。本文在計算該指標(biāo)時原始數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》各期、聯(lián)合國統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和世界經(jīng)濟(jì)合作組織數(shù)據(jù)庫?；跀?shù)據(jù)的可得性，該指標(biāo)的計算以世界經(jīng)濟(jì)合作組織的數(shù)據(jù)為主，結(jié)果見表2。

表2 通過OFDI部分國家外溢到我國的研發(fā)資本（百萬美元）

從計算過程可知，該指標(biāo)與我國對東道國的OFDI存量在東道國吸引外資總額中的比重成正比，與東道國的研發(fā)資本成正比。

3.東道國制度因素INS的量化

當(dāng)前國際上對制度質(zhì)量的量化指標(biāo)主要包括世界銀行的“全球治理指標(biāo)”、世界經(jīng)濟(jì)論壇的《全球競爭力報告》以及OECD的“公共治理與管理項目”，但是這些指標(biāo)均偏向于政府的公共管理效率，并不能全面反映制度因素對OFDI反向技術(shù)外溢效果的影響。本文以政府效率作為制度因素指標(biāo)之一，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度、技術(shù)市場體制完善程度和對外開放度作為影響我國OFDI反向技術(shù)外溢效果的東道國制度因素。具體指標(biāo)和數(shù)據(jù)來源如下：

（1）東道國政府效率指標(biāo)

東道國政府效率指標(biāo)與我國OFDI反向技術(shù)外溢的協(xié)同效應(yīng)可以促進(jìn)我國的技術(shù)進(jìn)步。本文采用世界銀行公布的“全球治理指標(biāo)”中的“政府效率指標(biāo)”（GE），該指標(biāo)的預(yù)期效應(yīng)為正。

（2）東道國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度

東道國嚴(yán)格的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可能具有直接的技術(shù)溢出抑制效應(yīng)，但會對我國的OFDI產(chǎn)生強烈的吸引力，從而通過增加我國的OFDI促進(jìn)東道國對我國的技術(shù)溢出。同時，東道國完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可以促進(jìn)我國OFDI的企業(yè)對東道國的技術(shù)投入，從而促進(jìn)彼此的技術(shù)交流。本文的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度指標(biāo)來自Park（2008）的研究成果，由于Park（2008）取每五年的平均值，本文對2004年及之前的數(shù)據(jù)采用2000年指標(biāo)，2005年及以后的數(shù)據(jù)采用2005年指標(biāo)。該指標(biāo)的預(yù)期效應(yīng)為正。

（3）東道國技術(shù)市場的完善程度

東道國完善的技術(shù)市場體制有助于我國OFDI的企業(yè)從東道國市場通過公開交易獲取先進(jìn)技術(shù)，從而順利地傳遞到我國國內(nèi)。本文用東道國技術(shù)市場規(guī)模作為技術(shù)市場完善程度（MARKET）的代理變量，同時借鑒衡量金融市場規(guī)模的麥?zhǔn)现笖?shù)法，將該指標(biāo)定義為東道國t時期知識產(chǎn)權(quán)與許可證交易費占GDP的比重。該指標(biāo)計算的原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，其預(yù)期效應(yīng)為正。

（4）東道國對外開放度

東道國較高的對外開放度會對我國OFDI起到促進(jìn)作用，但也可能正是為了突破本國資金不足、技術(shù)落后的發(fā)展瓶頸。因此，東道國較高的對外開放度對我國OFDI反向技術(shù)外溢的效應(yīng)并不確定。本文用東道國吸引外資占GDP的比重作為東道國對外開放度（OPEN）的代理指標(biāo)。

4.控制變量

本文人力資本存量數(shù)據(jù)引自李海崢等（2010）的研究成果，其中2008年以后的數(shù)據(jù)根據(jù)李海崢等（2010）預(yù)測的增長速度估算。

國內(nèi)研發(fā)資本投入數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》各期，并用固定資產(chǎn)投資指數(shù)折合成2002年價格定基數(shù)值。但其中僅報告了各期的投資流量，而沒有存量數(shù)據(jù)，因此，本文借鑒Griliches（1992）的做法，以2002年為基期，通過）計算2002年的研發(fā)資本存量。其中，RD02表示2002年的研發(fā)資本投入，δ表示折舊率，本文取9.6%，ζ表示2002年以后五年的投入平均增長率。此后各年的研發(fā)資本存量通過永續(xù)盤存法計算，折舊率仍取9.6%。

通過外商直接投資獲取的國際研發(fā)資本存量指標(biāo)SFIit的計算采用與SFOit相類似的方法，公式為其中FDIit為i國t時期對我國的直接投資存量，OFDIit為國家i t時期對外直接投資存量總額。原始數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒》各期。

本文采用面板數(shù)據(jù)模型，樣本包括OECD的主要國家，在剔除數(shù)據(jù)不全的國家后，剩余25個樣本國家。同時，我國對外直接投資的存量數(shù)據(jù)從2003年才開始公布，OECD數(shù)據(jù)庫報告的東道國研發(fā)資本數(shù)據(jù)截至2009年，所以本文的樣本期為2003－2009年。

四、實證檢驗及結(jié)果分析

為了確定模型各變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文選擇Kao檢驗方法對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。但協(xié)整關(guān)系要求數(shù)據(jù)序列必須是同階平穩(wěn)的，本文首先采用Levin，Lin ＆Chu（2002）檢驗方法進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表3。

表3 各指標(biāo)序列單位根檢驗

表3中統(tǒng)計值及概率值均為水平檢驗結(jié)果，采用的軟件為EVIEWS6.0。從單位根檢驗結(jié)果來看我們可進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗。下面利用式（4）和式（5）進(jìn)行協(xié)整檢驗，選擇Kao檢驗方法，結(jié)果見表4。

表4 Kao協(xié)整檢驗

表4結(jié)果表明所有模型均通過了協(xié)整檢驗，可進(jìn)行回歸分析。經(jīng)過Hausman檢驗，本文采用固定效應(yīng)模型檢驗，回歸結(jié)果見表5。

表5 實證檢驗結(jié)果

從表5的結(jié)果看，所有模型的調(diào)整R2均顯示模型具有較好的擬合優(yōu)度，F(xiàn)統(tǒng)計值表明，所有模型未引入多余變量，D－W值顯示各模型的序列不存在明顯的自相關(guān)現(xiàn)象。我們最為關(guān)心的參數(shù)為γ3，表中結(jié)果顯示除對外開放度外，所有模型的γ3均顯著，對本文的理論假設(shè)有較好的解釋力。具體分析如下：

1.我國的OFDI具有顯著的反向技術(shù)溢出效應(yīng)。從式（4）的回歸結(jié)果可見，指標(biāo)SFO的參數(shù)顯著為正，表明通過OFDI反向外溢到我國的國際研發(fā)資本對我國的技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用。而其他模型的結(jié)論與式（4）的結(jié)論也基本一致。這一結(jié)論與國內(nèi)大部分學(xué)者的研究相一致（鄒玉娟，2008等）。但從數(shù)值看，這一貢獻(xiàn)并不大，這主要是因為我國的對外直接投資還處于起步階段，總體規(guī)模較小。同時，當(dāng)前我國對外直接投資的技術(shù)獲取目標(biāo)還不明確，主要目標(biāo)仍為獲取自然資源、利用東道國勞動力以及占領(lǐng)市場等方面（李猛等，2010）。隨著我國對外投資規(guī)模的擴(kuò)大和我國企業(yè)對外投資技術(shù)獲取目標(biāo)的明確，OFDI反向技術(shù)外溢效應(yīng)會更加顯著。

2.東道國政府的公共治理效率有助于我國OFDI反向技術(shù)外溢的獲取。東道國高效的政府管理可以為企業(yè)經(jīng)營提供優(yōu)質(zhì)的基礎(chǔ)設(shè)施有助于我國企業(yè)在其國內(nèi)投資，實現(xiàn)我國企業(yè)與東道國企業(yè)之間的交流學(xué)習(xí)，增強對我國的反向技術(shù)外溢。而東道國政府的腐敗低效、基礎(chǔ)設(shè)施等的落后均會限制我國企業(yè)在其國內(nèi)投資，阻礙互相之間的交流。

3.東道國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度通過與我國OFDI的交互作用，可以促進(jìn)我國OFDI反向技術(shù)外溢的獲取。與政府效率指標(biāo)相似，較強的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)通過兩個渠道促進(jìn)我國OFDI的反向技術(shù)溢出：一是增加我國企業(yè)向東道國投資的數(shù)量，二是促進(jìn)我國OFDI企業(yè)與東道國企業(yè)之間的技術(shù)交流。

4.東道國發(fā)達(dá)的技術(shù)市場可以促進(jìn)我國OFDI的反向技術(shù)溢出。東道國完善的技術(shù)市場體制可以促進(jìn)我國OFDI企業(yè)與東道國企業(yè)之間的技術(shù)交易，相對于技術(shù)外溢，通過技術(shù)市場交易獲取技術(shù)更為便利，從而能夠?qū)ξ覈髽I(yè)通過OFDI促進(jìn)技術(shù)提升發(fā)揮較強的作用。

5.東道國的開放政策對我國OFDI反向技術(shù)溢出的貢獻(xiàn)并不確定。東道國開放的外資政策顯然會促進(jìn)我國企業(yè)的OFDI，但東道國的開放目標(biāo)顯然不會是促進(jìn)技術(shù)交流，而很可能是引進(jìn)技術(shù)。因此，開放的外資政策未必有利于我國OFDI的技術(shù)獲取。

6.我國技術(shù)創(chuàng)新的主要決定因素仍是國內(nèi)人力資本的積累和研發(fā)資本的投入。從表5的結(jié)果看，所有模型的H和SRD指標(biāo)系數(shù)均顯著為正，而且從數(shù)值上看顯著大于γ3?？梢姡?dāng)前我國的自主創(chuàng)新能力培養(yǎng)應(yīng)以修“內(nèi)功”為主。而且國內(nèi)人力資本積累和研發(fā)投入增加可以有效提高我國利用國際技術(shù)外溢的“吸收能力”（闞大學(xué)，2010）。

同時，從回歸結(jié)果看，SFI對我國技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)為負(fù)且不顯著，這至少可以說明FDI對我國自主創(chuàng)新能力的形成沒有直接的貢獻(xiàn)，與陳國宏等（2008）的研究結(jié)論一致?？梢?，F(xiàn)DI對我國技術(shù)進(jìn)步的作用絕不是簡單的數(shù)量關(guān)系，而很可能受到我國“吸收能力”的影響（賴明勇等，2005）。這并非本文的研究重點，在此不展開論述。

五、結(jié)論與啟示

本文的實證研究結(jié)果顯示，從促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的角度看，我國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資，絕不是外向投資數(shù)額越大獲得的技術(shù)外溢就越多，本文所研究的東道國制度因素就對我國OFDI反向技術(shù)外溢產(chǎn)生了顯著的影響?；诖?，我們可以得出以下幾點政策啟示：

首先，應(yīng)明確對外直接投資與技術(shù)創(chuàng)新之間的聯(lián)系。當(dāng)前我國企業(yè)進(jìn)行對外投資的主要目標(biāo)仍以獲取自然資源、占領(lǐng)東道國市場和規(guī)?；a(chǎn)等為主。這限制了我國對外直接投資規(guī)模的擴(kuò)張，更重要的是阻礙了我國OFDI技術(shù)獲取功能的實現(xiàn)。反向技術(shù)溢出的存在為我國企業(yè)通過外向投資獲取國際先進(jìn)技術(shù)，從而提高自身自主創(chuàng)新能力提供了理論支持。我國應(yīng)在政策上鼓勵企業(yè)的技術(shù)獲取型對外投資。

其次，在技術(shù)獲取型投資的目標(biāo)區(qū)域選擇上，企業(yè)應(yīng)注意差別化選擇。本文的實證研究表明，東道國制度因素的差異會對我國企業(yè)OFDI反向技術(shù)外溢的效果產(chǎn)生顯著影響。就本文研究來看，我國技術(shù)獲取型OFDI應(yīng)選擇公共治理效率高、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強和技術(shù)市場體制完善的國家或區(qū)域，對這些區(qū)域的投資可以更好地促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新。而公共治理效率低、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)弱以及技術(shù)市場機制不健全的國家或區(qū)域應(yīng)被我國企業(yè)的OFDI規(guī)避。

最后，技術(shù)獲取型OFDI在選擇國別區(qū)域時不能簡單地依據(jù)東道國的開放態(tài)度。本文的實證結(jié)果表明東道國的開放政策只能表明對方對外資的歡迎，而這種歡迎是出于東道國自身的政策目標(biāo)。

當(dāng)然，可能影響我國OFDI反向技術(shù)外溢效果的因素絕不僅限于本文研究的指標(biāo)，還有很多其他因素。限于篇幅，本文僅選擇其中部分加以研究。進(jìn)一步的深入研究有待于我們繼續(xù)努力。

［1］鄒玉娟.發(fā)展中國家對外直接投資、逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移與母國技術(shù)提升［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2008，（4）：105－108.

［2］汪斌，李偉慶，周明海.ODI與中國自主創(chuàng)新：機理分析與實證研究［J］.科學(xué)學(xué)研究，2010，（6）：926－933.

［3］周游.我國OFDI對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率影響的理論與實證分析［J］.科技與管理，2009，（2）：46－49.

［4］龔艷萍，郭鳳華.對外直接投資對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響——文獻(xiàn)回顧與我國的實證研究［J］.中南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2009，（3）：378－384.

［5］白潔.對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)——對中國全要素生產(chǎn)率影響的經(jīng)驗檢驗［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2009，（8）：65－69.

［6］劉明霞，王學(xué)軍.中國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2009，（9）：57－62.

［7］闞大學(xué).對外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)——基于吸收能力的實證研究［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2010，（6）：53－58.

［8］歐陽艷艷.中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出的影響因素分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2010，（4）：66－71.

［9］李梅.人力資本、研發(fā)投入與對外直接投資的逆向技術(shù)溢出［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2010，（10）：69－75.

［10］張宏，王建.東道國區(qū)位因素與中國 OFDI關(guān)系研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（6）：151－160.

［11］李猛，于津平.東道國區(qū)位優(yōu)勢與中國對外直接投資的相關(guān)性研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2011，（6）：63－67.

［12］周建，肖淑玉，方剛.東道國制度環(huán)境對我國外向FDI的影響分析［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2010，（7）：86－93.

［13］王英，劉思峰.中國OFDI反向技術(shù)外溢效應(yīng)的實證分析［J］.科學(xué)學(xué)研究，2008，（2）：294－298.

［14］李海崢，梁赟玲，Barbara Fraumeni，等.中國人力資本測度與指數(shù)構(gòu)建［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010，（8）：42－54.

［15］陳國宏，郭弢.我國FDI、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新能力關(guān)系實證研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008，（4）：25－33.

［16］賴明勇，張新，彭水軍，等.經(jīng)濟(jì)增長的源泉：人力資本、研究開發(fā)與技術(shù)外溢［J］.中國社會科學(xué)，2005，（2）：32－46.

［17］Kogut B，Chang S J.Technological capabilities and Japanese foreign direct investment in the United States［J］.Review of Economics and Statistics，1991，73（3）：401－413.

［18］Neven D，Siotis G.Technology sourcing and FDI in the EC：An empirical evaluation［J］.International Journal of Industrial Organization，1996，14（5）：543－560.

［19］Cantwell J，Janne O.Technological globalisation and innovation centers：The role of corporate technological leadership and locational hierarchy［J］.Research Policy，1999，28：119－144.

［20］Van Pottelsberghe De La Potterie，Lichtenberg F.Does foreign direct investment transfer technology across borders？［J］.Review of Economics and Statistics，2001，83（3）：490－497.

［21］Lichtenberg F，van Pottelsberghe de la Potterie B.International R＆D spillovers：A reexamination［R］.NBER Working Paper，No.5668，1996.

［22］Coe D T，Helpman E.International R＆D spillovers［J］.European Economic Review，1995，39（5）：859－887.

［23］Ginarte J C，Park W G.Determinants of patent rights：A cross－national study［J］.Research Policy，1997，26：283－301.

［24］Levin A，Lin C，Chu J C.Unit root test in panel data：Asymptotic and finite－sample properties［J］.Journal of Econometrics，2008，108（1）：1－24.