劉宏 趙恒園 李峰

摘要：利用2003—2016年中國省際面板數(shù)據(jù)，運用門限回歸模型，從吸收能力視角實證考察了對外直接投資對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在明顯的地區(qū)差異。其中，東部、中部和西部地區(qū)對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響顯著為正，東北部地區(qū)并不顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入強度和資本密度2個吸收能力因素在對外直接投資對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出影響中存在雙重門限效應(yīng)，技術(shù)差距和市場化程度存在單一門限效應(yīng)，且在研發(fā)投入強度、資本密度、市場化程度特征值跨越相應(yīng)門限值，技術(shù)差距特征值低于相應(yīng)門限值時，對外直接投資的正向影響效應(yīng)明顯加強。同時，各地區(qū)吸收能力因素特征值與相應(yīng)門限值的距離存在顯著差異，大部分地區(qū)的資本密度特征值已跨越了相應(yīng)門限值、技術(shù)差距特征值也已低于相應(yīng)門限值，但部分西部和東北部地區(qū)的研發(fā)投入強度及市場化程度特征值仍處于門限值以下。

關(guān)鍵詞：對外直接投資;創(chuàng)新產(chǎn)出;逆向技術(shù)溢出;門限效應(yīng)

中圖分類號：F125 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1007-2101（2019）04-0038-12

通過對外直接投資（OFDI）獲取國外先進技術(shù)是一國培育其競爭優(yōu)勢的重要途徑。過去，中國的對外開放以吸引外商直接投資為主，以期實現(xiàn)“市場換技術(shù)”，但受制于發(fā)達國家對核心技術(shù)的保護，這一技術(shù)轉(zhuǎn)移效果并不理想。當前，隨著對外直接投資的規(guī)模擴張和結(jié)構(gòu)完善，對外直接投資逐漸成為中國主動吸收國外先進技術(shù)、提高技術(shù)開發(fā)和自主創(chuàng)新能力的更為有效的途徑。為加快實施“走出去”戰(zhàn)略，2003年4月商務(wù)部出臺的《關(guān)于做好境外投資審批試點工作有關(guān)問題的通知》提出，率先在北京等12個省市試點下放對外直接投資審批權(quán)限、縮短對外直接投資審批流程。2015年5月國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制的若干意見》提出，確立并實施新時期走出去國家戰(zhàn)略，加強統(tǒng)籌謀劃和指導(dǎo)，確立企業(yè)和個人對外投資主體地位，努力提高對外投資質(zhì)量和效率。2016年11月國務(wù)院發(fā)布的《“十三五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》明確指出，支持產(chǎn)業(yè)鏈“走出去”，并將“走出去”獲得的優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)、技術(shù)、管理經(jīng)驗反哺國內(nèi)，形成綜合競爭優(yōu)勢。在上述一系列政策的支持和引導(dǎo)下，中國OFDI迅猛發(fā)展。據(jù)國家商務(wù)部、統(tǒng)計局、外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2016年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，中國OFDI流量從2003年的28.5億美元攀升至2017年的1 582.9億美元，年均增長率為33.2%。截至2017年底，中國OFDI存量為18 090.4億美元，位居全球第二。此外，部分研究表明OFDI有助于一國接觸全球研發(fā)資源、促進國內(nèi)技術(shù)進步（蔣冠宏和蔣殿春，2014）[1]。那么，OFDI究竟能在多大程度上促進國內(nèi)自主創(chuàng)新？影響這一促進作用的因素又有哪些？對這些問題展開研究，一方面有利于我們對過去的OFDI活動進行評價;另一方面能夠為有效利用OFDI獲取技術(shù)創(chuàng)新收益提供參考。

很多研究都對OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)作出了論述，其中多數(shù)集中在OFDI對母國經(jīng)濟發(fā)展的貢獻、OFDI對母國技術(shù)創(chuàng)新的影響機制和OFDI溢出效應(yīng)的影響因素三個方面。第一，在OFDI對母國經(jīng)濟發(fā)展的貢獻方面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)OFDI能夠促進母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和技術(shù)進步（白潔，2009;沙文兵，2012）[2-3]，拉動母國的經(jīng)濟增長（李思慧、于津平，2016）[4]，改善母國的就業(yè)狀況（李磊等，2016）[5]。同時，不同省份獲得的收益存在明顯差異（沙文兵，2012）[3]。第二，在OFDI對母國技術(shù)創(chuàng)新的影響機制方面，現(xiàn)有研究指出有的企業(yè)通過在海外建立分支機構(gòu)嵌入當?shù)厣a(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，以上下游溢出等方式獲取先進知識和技術(shù)（Javorcik，2004;陳菲瓊和虞旭丹，2009）[6-7]，有的企業(yè)通過并購國外企業(yè)直接獲得國外的先進技術(shù)和研發(fā)資源（Potterie和Lichtenberg，2001;蔣冠宏，2017）[8-9]。進行OFDI的企業(yè)在掌握這些技術(shù)后，會在國內(nèi)形成競爭效應(yīng)、示范效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，推動其所在產(chǎn)業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平提高（王恕立和李龍，2012）[10]。第三，在OFDI溢出效應(yīng)的影響因素方面，現(xiàn)有研究大致圍繞東道國和母國的經(jīng)濟特征展開。一方面，東道國的制度環(huán)境、市場規(guī)模和創(chuàng)新水平等多個和經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)的因素都會對溢出效應(yīng)產(chǎn)生積極的促進作用（歐陽艷艷，2010;蔡冬青和劉厚俊，2012;Driffield等，2014）[11-13];另一方面，母國的服務(wù)水平、企業(yè)性質(zhì)等是影響對外直接投資發(fā)展的重要因素（鄭文，2011）[14]，母國的人力資本、研發(fā)投入和對外開放程度等多個吸收能力因素均為轉(zhuǎn)化和利用研發(fā)知識提供了重要保障（Li等，2016;尹東東和張建清，2016）[15][16]。

上述文獻為研究OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響提供了有益探索，但仍存在以下兩方面局限：一方面，現(xiàn)有文獻多在整體上考慮OFDI溢出效應(yīng)的大小，而較少對不同地區(qū)獲得的收益作出比較，缺乏對溢出效應(yīng)的全面描述;另一方面，現(xiàn)有文獻較多關(guān)注影響溢出效應(yīng)的東道國因素，而較少對影響溢出效應(yīng)的母國吸收能力因素進行檢驗，缺乏對溢出效應(yīng)的充分解釋?；诖?，本文以表征吸收能力的各因素為門限變量，利用2003—2016年中國省際面板數(shù)據(jù)，對OFDI逆向技術(shù)溢出影響地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的門限效應(yīng)進行檢驗，并為各地區(qū)提高OFDI收益提出有針對性的建議。與現(xiàn)有研究相比，本文的主要貢獻是：（1）構(gòu)建門限回歸模型，對OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性影響進行實證檢驗，豐富了對溢出效應(yīng)的分析;（2）基于母國吸收能力視角比較不同地區(qū)獲得的OFDI收益，完善了對OFDI溢出效應(yīng)影響因素的分析;（3）以測算的門限值為標準，結(jié)合對各地區(qū)吸收能力因素特征值的計算，比較了各地區(qū)研發(fā)投入強度、資本密度、技術(shù)差距和市場化程度特征值與門限值的差距，對地區(qū)間OFDI收益差異進行了合理解釋。

一、理論分析與研究假設(shè)

Cohen和Levinthal（1990）[17]指出吸收能力是幫助企業(yè)識別、消化和轉(zhuǎn)化外部信息的關(guān)鍵因素，Borenztein（1998）[18]和Blomstrom（1999）[19]也發(fā)現(xiàn)當吸收能力到達一定的門限后，后發(fā)國家才能高效吸收和利用技術(shù)外溢。地區(qū)通過OFDI獲得了外部知識，而有時候外部知識并不能直接促進地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出，即通過OFDI獲得的收益需要地區(qū)吸收能力將外部知識內(nèi)生化來發(fā)揮作用。依照吸收能力理論，即使不同地區(qū)都積極開展了對外直接投資活動，由于地區(qū)吸收能力的不同，在OFDI中所獲的收益也不盡相同。由此可見，只有當吸收能力有效地處理外部知識，并與地區(qū)本身的生產(chǎn)能力相結(jié)合，才能夠顯著提升OFDI收益。本文將吸收能力分為研發(fā)投入強度、資本密度、技術(shù)差距和市場化程度四個方面。

1. 研發(fā)投入強度。研發(fā)投入既是改善地區(qū)科技創(chuàng)新現(xiàn)狀的重要資金來源，又體現(xiàn)了各地區(qū)的創(chuàng)新意識（葉建平等，2014）[20]。當?shù)貐^(qū)研發(fā)投入強度較大時，地區(qū)的創(chuàng)新活動更加頻繁，對于外部知識的吸收能力也越強，而當?shù)貐^(qū)創(chuàng)新意識不足夠強烈時，則有可能導(dǎo)致對外部知識的學習效應(yīng)不明顯。

假設(shè)1：研發(fā)投入強度越高，越有利于OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

2. 資本密度?！案芍袑W”理論把知識看作資本的函數(shù)，強調(diào)了資本對于一個國家產(chǎn)品產(chǎn)出和創(chuàng)新的重要意義，即資本密度強化了地區(qū)對知識的利用和轉(zhuǎn)化。同時，資本投入越多，越易于帶來規(guī)模經(jīng)濟，地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度越高，也為知識溢出提供了重要保障。

假設(shè)2：資本密度越高，越有利于OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

3. 技術(shù)差距。技術(shù)差距體現(xiàn)了對于先進技術(shù)吸收的邊界性，本地技術(shù)水平與外部技術(shù)水平的差距較小，說明外部知識更符合本地的技術(shù)需求，能夠為本地帶來較好的上升空間，引導(dǎo)本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展。此時，地區(qū)對于外部知識的吸收和學習速度也越快，從而更有利于成果轉(zhuǎn)化。

假設(shè)3：技術(shù)差距越小，越有利于OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

4. 市場化程度。有效率的市場結(jié)構(gòu)能夠?qū)?jīng)濟主體的創(chuàng)新活動產(chǎn)生重要影響力，從而有可能促進OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。市場化程度越強，地區(qū)的競爭制度越完善，對外部知識的利用也更加充分合理，總體生產(chǎn)效率較高。

假設(shè)4：市場化程度越強，越有利于OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

二、模型構(gòu)建及變量選取

（一）模型構(gòu)建

Grossman和Helpman（1991）[21]闡述了開放經(jīng)濟與技術(shù)進步的關(guān)系，指出進口貿(mào)易有助于進口國的技術(shù)進步。Coe和Helpman（1995）[22]據(jù)此構(gòu)建了國際研發(fā)溢出模型，并驗證了進口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。進一步，Potterie和Lichtenberg（2001）[8]又將外商直接投資和對外直接投資納入其中，形成了L-P模型，如式（1）所示。

其中，TFP表示國內(nèi)全要素生產(chǎn)率，Sid表示國內(nèi)研發(fā)資本存量，Sifm、Siff和Sift分別表示通過進口貿(mào)易、外商直接投資和對外直接投資渠道獲取的國外研發(fā)資本存量。L-P模型在測算國際研發(fā)溢出對一國經(jīng)濟影響方面得到了廣泛認可和應(yīng)用，如李梅、柳士昌（2011）[23]同時衡量了中國的進口貿(mào)易、對外直接投資和外商直接投資的溢出效應(yīng)，汪思齊、王恕立（2017）[24]考察了不同行業(yè)對外直接投資和外商直接投資對生產(chǎn)率的影響差異。

根據(jù)L-P模型可知，推動一國技術(shù)創(chuàng)新的路徑主要包括國內(nèi)研發(fā)投入、對外直接投資、外商直接投資（IFDI）和進口貿(mào)易（IM）。其中，國內(nèi)的自主研發(fā)投入能夠直接帶來技術(shù)進步和創(chuàng)新能力提升，OFDI、IFDI和IM則是通過研發(fā)溢出間接帶動國內(nèi)創(chuàng)新發(fā)展。本文借鑒這一模型，以創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量，以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量，同時參考宋躍剛、杜江（2015）[25]的研究，將人力資本作為控制變量納入模型，構(gòu)建如下計量模型：

其中，P表示創(chuàng)新產(chǎn)出，SD表示國內(nèi)研發(fā)資本存量，SFofdi、SFifdi和SFim分別表示通過OFDI、IFDI和IM途徑所溢出的國外研發(fā)資本存量，H表示人力資本，μi表示省份個體效應(yīng)，ε表示隨機干擾項。

依照上述理論分析，只有當?shù)貐^(qū)吸收能力有效地處理外部知識，并與地區(qū)本身的生產(chǎn)能力相結(jié)合，才能夠顯著提升OFDI收益。因此有必要對母國的吸收能力加以衡量，構(gòu)建吸收能力與OFDI溢出效應(yīng)之間的內(nèi)在聯(lián)系。Hansen[26]于1999年提出的門限回歸模型對于這種變量間的非線性關(guān)系進行了很好的闡釋。該方法的優(yōu)點在于將分段門限值的外生主觀判定改為由模型本身決定，因而能夠更為準確地識別內(nèi)生門限值。借鑒這一做法，以表征吸收能力的各因素為門限變量，將式（2）擴展為以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量的面板門限模型：

其中，qi為門限變量，γ為對應(yīng)門限值，α1、α2分別為門限變量在不同條件下OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出的估計參數(shù)。假設(shè)存在雙重門限時，上述模型可寫作：

雙重門限模型將變量間的關(guān)系劃分為三個階段，當門限變量qi位于不同取值區(qū)間時，OFDI對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度不同。由此可見，門限模型拓寬了對OFDI與創(chuàng)新產(chǎn)出之間直接聯(lián)系的研究，較好估計了吸收能力在OFDI溢出效應(yīng)中的作用，并有利于對地區(qū)間溢出效應(yīng)差異做出合理解釋。

（二）數(shù)據(jù)處理及變量說明

全球創(chuàng)新資源主要分布在研發(fā)活動旺盛、經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)定的發(fā)達國家，而技術(shù)擴散受到地理因素制約，因此將OFDI分布在高新技術(shù)區(qū)域是接近先進研發(fā)資源、獲取國際技術(shù)溢出的重要方式（程惠芳、陳超，2016）[27]。參考2016年世界知識產(chǎn)權(quán)組織和美國康奈爾大學等機構(gòu)聯(lián)合發(fā)布的《全球創(chuàng)新指數(shù)報告》以及美國彭博社發(fā)布的《彭博創(chuàng)新指數(shù)》中各國的排名情況，并結(jié)合中國商務(wù)部、統(tǒng)計局、外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2016年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》中有關(guān)中國對外直接投資區(qū)位流向的情況，同時考慮各國研發(fā)存量數(shù)據(jù)的大小及可得性，本文最終選取了加拿大、德國、丹麥、西班牙、芬蘭、法國、英國、意大利、日本、韓國、荷蘭、新加坡、美國和中國香港等14個國家和地區(qū)作為中國吸收國際技術(shù)的主要來源地。截至2016年底，中國在上述14個國家和地區(qū)的OFDI存量占中國全部OFDI存量的70%左右。

根據(jù)2005年國務(wù)院發(fā)展研究中心頒布的《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》，將中國經(jīng)濟區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北部4個地區(qū)。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，東北部地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，在實證分析時并未考慮。各變量的獲取和處理過程如下。

1. 創(chuàng)新產(chǎn)出。自主創(chuàng)新是指地區(qū)憑借一系列的研發(fā)活動，在科技、知識領(lǐng)域有所突破，最終實現(xiàn)科技成果轉(zhuǎn)化的能力（陳菲瓊、虞旭丹，2009）[7]?，F(xiàn)有研究對于自主創(chuàng)新的衡量大多圍繞創(chuàng)新投入、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出展開，其中創(chuàng)新投入通常用研發(fā)支出表示（王永進、張國峰，2015）[28]，創(chuàng)新效率通常用生產(chǎn)率表示（Behera和Goldar，2012）[29]，創(chuàng)新產(chǎn)出通常用專利數(shù)量或新產(chǎn)品銷售額表示（劉煥鵬，2015;余明桂等，2016;張云、趙富森，2017）[30-32]。然而，研發(fā)支出僅代表了對創(chuàng)新活動的資金投入，并不一定能轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果;生產(chǎn)率體現(xiàn)了除勞動和資本以外所有剩余因素帶來的技術(shù)進步，并不完全等價于自主創(chuàng)新能力;新產(chǎn)品銷售收入主要衡量了創(chuàng)新成果的市場價值，但并不能反映技術(shù)的自主知識產(chǎn)權(quán);而專利更好地保證了創(chuàng)新活動的新穎性，是創(chuàng)新活動的重要產(chǎn)出代表，因此以專利來衡量地區(qū)自主創(chuàng)新能力會優(yōu)于其他指標。在國家知識產(chǎn)權(quán)局對專利的三種劃分中，與實用新型專利和外觀設(shè)計專利相比，發(fā)明專利對自主創(chuàng)新能力的要求更高，往往涉及產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)的核心技術(shù)。因此，本文參考劉煥鵬（2015）[30]和余明桂等（2016）[31]的做法，采用歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》中的發(fā)明專利授權(quán)量表示各省份的創(chuàng)新產(chǎn)出。

2. 國內(nèi)研發(fā)資本存量。國內(nèi)研發(fā)資本作為創(chuàng)新活動的直接資金投入，為創(chuàng)新產(chǎn)出提供了重要保障。根據(jù)Griliches（1992）[33]提出的永續(xù)盤存法，以2003年為基期，將一國的研發(fā)資本存量表示為：

其中，SDt表示t時期一國的研發(fā)資本存量，RDt表示t時期實際研發(fā)支出，RDt由名義研發(fā)支出經(jīng)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減后得到?；谘邪l(fā)資本存量S0=RD0/（g+δ），其中g(shù)表示樣本時期內(nèi)一國研發(fā)支出的實際年均增長率，δ表示研發(fā)資本的折舊率，參考Coe和Helpman（1995）[22]、Wang和Yao（2003）[34]、李娟等（2017）[35]的方法，δ取5%。同理，借助上述計算公式可得到各省份的研發(fā)資本存量。各省份名義研發(fā)支出和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來源于國家統(tǒng)計局。

3. 通過對外直接投資溢出的國外研發(fā)資本存量。對外直接投資通過將國外先進技術(shù)傳遞至國內(nèi)，從而影響了各地區(qū)的創(chuàng)新水平。借鑒Potterie和Lichtenberg（2001）[8]、白潔（2009）[2]在計算國外溢出研發(fā)資本存量時的做法，將通過OFDI溢出到中國的國外研發(fā)資本存量表示為：

其中，OFDIjt表示t時期中國對j國的直接投資存量，Yjt表示t時期j國的GDP，Sjt表示t時期j國的研發(fā)資本存量。以各省份OFDI存量在全部省份OFDI存量中的占比為權(quán)重，將各省份通過OFDI獲得的國外研發(fā)資本存量表示為：

其中，OFDIit表示t時期中國i省的對外直接投資存量。仿照李娟等（2017）[35]的做法，首先利用世界銀行公布的R&D支出占GDP比重、GDP以及GDP平減指數(shù)（換算為2003年為基期）計算各國歷年的實際研發(fā)支出，再借鑒國內(nèi)研發(fā)資本存量的計算方法求出j國各時期的研發(fā)資本存量，折舊率同樣取5%，最后結(jié)合上式計算各省份的OFDI研發(fā)溢出。對外直接投資數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

4. 通過外商直接投資溢出的國外研發(fā)資本存量。作為獲取知識溢出的國際渠道之一，外商直接投資會在國內(nèi)形成示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和競爭效應(yīng)等，從而提升本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新（Gorg和Greenaway，2004）[36]。與OFDI溢出研發(fā)資本存量計算方式類似，通過IFDI溢出到中國的國外研發(fā)資本存量可表示為：

其中，IFDIjt表示t時期中國利用j國的外商直接投資規(guī)模，IFDIit表示t時期中國i省的實際利用外資規(guī)模，其他含義同上。各省份實際利用外資數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫。

5. 通過進口貿(mào)易溢出的國外研發(fā)資本存量。進口貿(mào)易是國際交流合作的重要方式，進口產(chǎn)品中包含的技術(shù)能夠帶動國內(nèi)上下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時這種貿(mào)易合作也對國內(nèi)的創(chuàng)新提出了新的要求（Coe和Helpman，1995）[22]。與OFDI溢出研發(fā)資本存量計算方式類似，通過IM溢出到中國的國外研發(fā)資本存量可表示為：

其中，IMjt表示t時期中國自j國的進口規(guī)模，IMit表示t時期中國i省的進口規(guī)模，其他含義同上。國家層面進口數(shù)據(jù)來源于世界銀行和聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議數(shù)據(jù)庫，省份層面進口數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒。

6. 人力資本。人才是創(chuàng)新的主體，人才本身擁有的專業(yè)素養(yǎng)和技術(shù)水平也是極為重要的創(chuàng)新要素（宋躍剛和杜江，2015）[25]。Barro和Lee（1993）[37]最早提出了用勞動力平均受教育年限來近似測算人力資本。本文借鑒這一做法，將受教育程度劃分為小學、初中、高中和大專及以上四個方面，對應(yīng)的受教育年限依次記為6年、9年、12年和16年，則各省份人力資本（H）的計算公式可表示為就業(yè)人數(shù)比重與受教育年限的加權(quán)平均，即：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16。就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒。

7. 吸收能力。①研發(fā)投入強度。本文以各省份研發(fā)支出在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比表示研發(fā)投入強度（RDI），數(shù)據(jù)來源于《全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》。②資本密度。本文以人均資本占有量表示資本密度（K/L），首先以單豪杰（2008）[38]的估算公式為基礎(chǔ)推導(dǎo)出基期資本存量，利用永續(xù)盤存法求出各地區(qū)的固定資本存量，進而求出其與就業(yè)人數(shù)的比值，再取對數(shù)lnK/L。各省份固定資產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來源于國家統(tǒng)計局，就業(yè)人數(shù)來源于各省統(tǒng)計年鑒。③技術(shù)差距。借鑒李梅和柳士昌（2012）[39]的做法，本文用中國各地區(qū)勞動生產(chǎn)率與上述14個國家和地區(qū)平均勞動生產(chǎn)率的比值來表示技術(shù)差距（GAP）。各國GDP和就業(yè)人數(shù)來源于世界銀行，中國各地區(qū)生產(chǎn)總值來源于國家統(tǒng)計局。④市場化程度。樊綱等（2011）[40]編制的中國市場化進程指數(shù)綜合評價了各地區(qū)市場化改革的進程，本文利用這一指數(shù)作為市場化程度（MAR）的代表，探究其在溢出效應(yīng)中的作用。王小魯?shù)龋?017）[41]在《中國分省份市場化指數(shù)報告》中，以2008年為基期測算了2008—2014年中國各省份的市場化指數(shù)，因此需要對其他年份予以補充。參考韋倩等（2014）[42]的做法，首先，以2008—2014年省際市場化指數(shù)為被解釋變量，以省際非國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值所占比重（non_state）為解釋變量，根據(jù)以下方程估計系數(shù)？姿0、？姿1和？啄i：MARit=？姿0+？姿1non_stateit+？啄i+？著。其次，依據(jù)系數(shù)估計值和2003—2016年省際非國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值比重對省際市場化指數(shù)進行擬合。最后，將王小魯報告的2008—2014年省際市場化指數(shù)和擬合得到的其他年份的市場化指數(shù)相結(jié)合，作為在實證研究中所需要的市場化指數(shù)。省際非國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒。

三、實證分析

（一）基準回歸及分析

由上文分析可知，對外直接投資主體通過技術(shù)擴散等方式獲取國外研發(fā)知識，并將這些先進技術(shù)傳遞回母國，在國內(nèi)形成示范、競爭和關(guān)聯(lián)等效應(yīng)，最終帶動國內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。因此，本文首先對OFDI對國內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響進行驗證，從表1可以看出，發(fā)明專利授權(quán)量、對外直接投資研發(fā)溢出量、技術(shù)差距等變量的最小值與最大值間相差較大，這表明OFDI帶來的溢出效應(yīng)可能在地區(qū)間有所不同。

考慮到本文的研究可能存在內(nèi)生性問題，當?shù)貐^(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出提高時，各地區(qū)可能更有意愿投資到高新科技領(lǐng)域、與國際先進企業(yè)合作，即創(chuàng)新產(chǎn)出有可能提高了各地區(qū)OFDI的積極性。Caner和Hansen（2004）[43]通過引入工具變量，對包含內(nèi)生解釋變量的門限模型進行了估計，以減弱內(nèi)生性問題。本文參考劉海云和石小霞（2018）[44]的做法，采用OFDI研發(fā)溢出量的滯后項作為工具變量進行實證檢驗。

以滯后一階解釋變量（L.lnSFofdi）為工具變量，并按照經(jīng)濟區(qū)域劃分，分別對全國各地區(qū)依式（2）進行實證檢驗。由表2回歸結(jié)果可知，從全國層面來看，OFDI已成為僅次于國內(nèi)研發(fā)資本存量、人力資本之外，提升中國創(chuàng)新產(chǎn)出的第三大主渠道。OFDI研發(fā)溢出存量每變動1%，能帶動全國創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.262%，且顯著。從影響系數(shù)的符號和大小來看，一方面，中國對全球研發(fā)密集區(qū)域的直接投資在提升國內(nèi)創(chuàng)新能力方面的確起到了積極的作用;另一方面，OFDI對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用有待改善，說明可能存在某些因素影響了這一溢出效應(yīng)。

從區(qū)域維度來看，各地區(qū)獲得的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)明顯不同，其中：（1）東部和中部地區(qū)在OFDI活動中收益最大，且高于全國水平。東部地區(qū)OFDI研發(fā)溢出存量每變動1%，能帶動地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出提高0.339%。對此可能的解釋是，東部和中部地區(qū)更傾向于投資到國外的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，如裝備制造業(yè)、信息科技產(chǎn)業(yè)等，并以獲取東道國的研發(fā)資源為主要動機。同時，東部和中部地區(qū)在研發(fā)投入和人力資本培育等方面相對于其他地區(qū)具有明顯優(yōu)勢，這也為對先進知識的吸收和再次創(chuàng)新提供了重要保障。（2）西部和東北部地區(qū)在OFDI活動中收益較少，其自主創(chuàng)新仍主要依賴于地區(qū)研發(fā)投入。西部地區(qū)的OFDI收益低于東部和中部地區(qū)，東北部地區(qū)的OFDI逆向技術(shù)溢出則未能顯著促進地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出。對此可能的解釋是，西部和東北部地區(qū)的OFDI起步較晚，研發(fā)和人力資本儲備水平較低，產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后，技術(shù)水平與國外相差較大，因而OFDI溢出效應(yīng)的積極作用還有待充分釋放。

（二）門限回歸及分析

由前文分析可知，地區(qū)的吸收能力越強，對外部知識的管理和轉(zhuǎn)化能力越強，越有可能在對外直接投資中獲取較大收益。為準確衡量吸收能力對OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，明晰各地區(qū)間溢出效應(yīng)不平衡的深層次原因，分別以研發(fā)投入強度、資本密度、技術(shù)差距和市場化程度為門限變量，對以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量的門限模型進行估計。表3報告了各變量門限效應(yīng)檢驗結(jié)果，其中，在10%的顯著性水平下，研發(fā)投入強度和資本密度在OFDI對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中存在顯著的雙重門限效應(yīng)，技術(shù)差距和市場化程度存在單一門限效應(yīng)。各變量門限值和置信區(qū)間如表4所示。

對門限模型的回歸結(jié)果如表5所示。同時，依據(jù)得出的研發(fā)投入強度、資本密度、技術(shù)差距和市場化程度門限值，在表6中分別對各省份在2003年、2010年和2016年的吸收能力表現(xiàn)進行描述。從表5的門限回歸結(jié)果可以看出，在各吸收能力因素特征值跨越相應(yīng)門限值時，OFDI逆向技術(shù)溢出對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響發(fā)生顯著改變。其中，當研發(fā)投入強度特征值低于第一個門限值0.970時，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)為0.069;當研發(fā)投入強度特征值超過第一個門限值而小于第二個門限值1.650時，估計系數(shù)提高到0.096，且顯著;當研發(fā)投入強度特征值超過第二個門限值時，估計系數(shù)進一步提高到0.128，且顯著。這說明研發(fā)投入強度較大的地區(qū)更易于吸收OFDI帶來的研發(fā)溢出。由表6中各省份研發(fā)投入強度門限值的通過情況可以看出，一方面，中國各省份研發(fā)投入強度明顯提升，在2003年全國僅有3個省份的研發(fā)投入強度特征值跨越第二門限值，到2016年有8個省份的研發(fā)投入強度特征值位于第一和第二門限值之間，共計13個省份超過第二門限值;另一方面，東部地區(qū)的研發(fā)投入強度最高，在2016年越過第二門限值的13個省份中有7個位于東部地區(qū)，2個位于中部地區(qū)，3個位于西部地區(qū)，1個位于東北部地區(qū)，其中，北京以5.96%的研發(fā)經(jīng)費投入強度排名全國第一，上海（3.82%）、天津（3.00%）位居其后。

表5列（2）反映了資本密度在OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出中存在雙重門限效應(yīng)，隨著lnK/L依次超過第一、第二門限值，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)逐步提高，且均顯著。這表明較高的資本密度可以提高地區(qū)對通過OFDI獲取的外部知識的熟練運用，改善創(chuàng)新現(xiàn)狀。同樣，以資本密度門限值劃分各省份，依據(jù)表6可知，隨時間推進各省份資本密度顯著提高，且提高程度明顯優(yōu)于研發(fā)資本強度、技術(shù)差距和市場化程度。2003年僅有北京和上海的資本密度特征值跨越了第一門限值，沒有省份跨越第二門限值;2010年有16個省份只跨越了第一門限值;到2016年除云南以外，其余所有省份均跨越了第二門限值。

技術(shù)差距在OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出中存在單一門限效應(yīng)。由表5可知，當GAP低于門限值12.095時，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)為0.095，當GAP超過門限值時，這一系數(shù)減少至0.063，且顯著。GAP越高表明技術(shù)差距越小，較小的技術(shù)差距降低了地區(qū)對先進技術(shù)的學習空間，因而溢出效應(yīng)會有所減弱。技術(shù)差距體現(xiàn)了當前各地區(qū)向國外先進技術(shù)學習的空間邊界，以技術(shù)差距門限值劃分各省份，由于GAP越大意味著逆向技術(shù)溢出效應(yīng)越弱，本文在表6中列出了低于相應(yīng)門限值、即吸收能力較強的省份。由表6可知，各省份的技術(shù)差距狀況在不斷改善：2003年僅有北京、天津和上海3個東部省份與國外技術(shù)水平差距的特征值低于相應(yīng)門限值，其余省份的技術(shù)差距特征值均高于門限值;而2016年除貴州、云南和甘肅3個西部省份的技術(shù)差距較高以外，其他省份全部低于門限值。

市場化程度綜合反映了地區(qū)制度、產(chǎn)品、要素等多方面的發(fā)展狀況，對OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出存在單一門限效應(yīng)。如表5所示，當市場化程度特征值低于門限值5.830時，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)為0.065，當超過門限值時，估計系數(shù)提高到0.094，且顯著。這說明市場化程度提高了地區(qū)對先進知識的吸收效果。分析各地區(qū)市場化程度特征值與門限值的差距情況，由表6可知，一方面，中國各地區(qū)的市場化程度同樣取得了改善，2003年北京、天津和遼寧等共計8個省份的市場化程度特征值跨越了門限值，2016年共有19個省份的特征值超過了門限值;另一方面，東部地區(qū)的市場化程度最高，2003年跨越門限值的8個省份全部來自東部地區(qū)，其他地區(qū)沒有省份跨越門限值，2016年東部地區(qū)共計9個省份、中部地區(qū)共計5個省份和東北部地區(qū)2個省份的市場化程度特征值均超過了門限值，而西部地區(qū)僅有3個省份的市場化程度特征值位于門限值以上。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)果的可靠性，借鑒劉煥鵬和嚴太華（2015）[30]對創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量方法，以各省份每萬人發(fā)明專利授權(quán)量代替發(fā)明專利授權(quán)量進行穩(wěn)健性檢驗。通過研究發(fā)現(xiàn)，OFDI對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響同樣存在地區(qū)差異。如表7門限回歸結(jié)果所示，門限回歸中各變量的系數(shù)符號與原實證結(jié)果基本一致。這說明研發(fā)投入強度、資本密度、技術(shù)差距和市場化程度可以影響OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，也驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與政策建議

隨著經(jīng)濟全球化的深入發(fā)展，中國積極展開對外直接投資活動，從而提高了對國際國內(nèi)要素的合理利用。本文采用2003—2016年中國省份面板數(shù)據(jù)，利用門限回歸模型，研究了在不同吸收能力條件下，對外直接投資對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性影響。主要研究結(jié)論如下：第一，OFDI逆向技術(shù)溢出對國內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出有正向影響，且影響程度在各地區(qū)表現(xiàn)出了明顯差異，其中OFDI逆向技術(shù)溢出對東部、中部和西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響顯著為正，對東北部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不顯著。第二，表征吸收能力的各因素在OFDI逆向技術(shù)溢出對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中存在明顯的門限效應(yīng)。其中研發(fā)投入強度和資本密度存在雙重門限效應(yīng)，技術(shù)差距和市場化程度存在單一門限效應(yīng)，且在研發(fā)投入強度、市場化程度、資本密度各因素特征值跨越相應(yīng)門限值，技術(shù)差距特征值低于相應(yīng)門限值時，OFDI逆向技術(shù)溢出對地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響顯著加強。第三，從地區(qū)資本密度和技術(shù)差距特征值與各自門限值的差距來看，大部分地區(qū)的資本密度特征值已跨越了相應(yīng)門限值，技術(shù)差距特征值低于相應(yīng)門限值，并且各地區(qū)資本密度和技術(shù)差距的改善速度要明顯優(yōu)于研發(fā)投入強度和市場化程度，2003年時僅有2個省份的資本密度特征值跨越了第一門限值，到2016年時高于技術(shù)差距門限值的省份也僅有3個，并且除云南以外，所有省份均跨越資本密度第二門限值。第四，從地區(qū)研發(fā)投入強度和市場化程度特征值與各自門限值的差距來看，大部分東部和中部地區(qū)的研發(fā)投入強度特征值已經(jīng)跨越了相應(yīng)門限值，而部分西部和東北部地區(qū)目前仍未跨越研發(fā)投入強度門限值，大部分東部地區(qū)早在2003年就超過了市場化程度門限值，大部分中部和東北部地區(qū)市場化程度特征值目前也已經(jīng)跨越了門限值，而部分西部地區(qū)的市場化程度特征值目前仍處于門限值以下。

綜合上述分析可知，OFDI有利于提高地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出，但這一作用的充分發(fā)揮需要以各地區(qū)的吸收能力為重要前提，因此各地區(qū)應(yīng)依據(jù)自身發(fā)展特征采取差異化的政策措施。

第一，提高研發(fā)投入強度、加深市場化程度是改善地區(qū)吸收能力的重要舉措。在研發(fā)投入強度較低的地區(qū)，各地區(qū)政府未來應(yīng)大力支持科研機構(gòu)的建立和發(fā)展，注重對科研的準確定位，同時建立完善的科研激勵機制，在資金、財稅等方面給予相應(yīng)支持。在市場化進程緩慢的地區(qū)，各地區(qū)政府則應(yīng)注重構(gòu)造公平的競爭環(huán)境，處理好政府與市場的關(guān)系，簡化行政審批手續(xù)，大力推進市場化進程。研發(fā)投入強度和市場化程度較高的地區(qū)則應(yīng)注重加強這些因素與OFDI的配合，適時加強研發(fā)投入和推動市場化進程，提高對外部知識吸收和轉(zhuǎn)化的速度。

第二，提高自身資本密度、縮小同發(fā)達國家或地區(qū)的技術(shù)差距是各地區(qū)持續(xù)獲取對外投資收益的重要條件。在國內(nèi)人口紅利逐漸減弱、就業(yè)結(jié)構(gòu)有待完善的背景下，優(yōu)化地區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)仍然是維持地區(qū)吸收能力的重要方式。因此，各地區(qū)應(yīng)繼續(xù)提高科技人員占比，加強對勞動人員的專業(yè)技能培訓(xùn)，規(guī)范地區(qū)固定資本的投入規(guī)模和流動方向。同時，由于發(fā)達國家或地區(qū)的科技水平優(yōu)化速度較快，中國同這些先進地區(qū)的技術(shù)差距變化存在不確定性，因此未來各地區(qū)應(yīng)進一步提高對技術(shù)進步的要求，密切關(guān)注世界前沿科技發(fā)展，加強同發(fā)達國家或地區(qū)在高新領(lǐng)域的合作，努力縮小技術(shù)差距。

第三，各地區(qū)應(yīng)結(jié)合自身經(jīng)濟發(fā)展實際，采取不同的OFDI政策。東部和中部地區(qū)地理優(yōu)勢明顯，對外經(jīng)濟交流機遇更多，未來可在OFDI的產(chǎn)業(yè)和區(qū)位分布上更加注重對技術(shù)、知識和效率的追求，靈活選擇新建投資、海外并購和聯(lián)合投資等參與方式，繼續(xù)依靠OFDI獲取更大收益。而西部和東北部地區(qū)的對外經(jīng)濟交流合作較晚，且目前的自主創(chuàng)新仍然主要依靠研發(fā)投入來改善，因此這些地區(qū)應(yīng)注重提升OFDI的質(zhì)量和效益，總結(jié)相關(guān)投資經(jīng)驗，同時調(diào)整OFDI結(jié)構(gòu)、優(yōu)化吸收消化環(huán)境。

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