周經(jīng) 黃凱

摘 要 本文利用空間杜賓模型實證研究了對外直接投資（OFDI）逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。研究發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升具有顯著的促進作用，相較于技術(shù)開發(fā)階段，OFDI逆向技術(shù)溢出對處于技術(shù)轉(zhuǎn)化階段區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果更為明顯。區(qū)域創(chuàng)新能力提升也可以通過相鄰區(qū)域OFDI空間溢出方式實現(xiàn)，且OFDI逆向技術(shù)溢出的間接效應優(yōu)于直接效應，但OFDI空間技術(shù)溢出不利于技術(shù)開發(fā)階段區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。進一步研究還發(fā)現(xiàn)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，近年來中西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出引致區(qū)域創(chuàng)新能力提升的效果較為顯著。本文對中國未來的對外直接投資管理體制改革和區(qū)域創(chuàng)新能力建設具有啟示性含義。

關(guān)鍵詞 OFDI逆向技術(shù)溢出 區(qū)域創(chuàng)新能力 空間溢出 空間杜賓模型

一、引言與文獻綜述

技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)一個經(jīng)濟體永續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，創(chuàng)新促進了企業(yè)技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級，為打造中國經(jīng)濟升級版提供了源源不斷的動力（林毅夫，2002;黎文靖和鄭曼妮，2016;張杰和鄭文平，2018）。創(chuàng)新已然成為了實現(xiàn)區(qū)域復興的重要手段，更是一個地區(qū)或者企業(yè)創(chuàng)造和維持競爭優(yōu)勢的重要源泉（Filatotchev & Piesse，2009;李梅和余天嬌，2016）。近年來，中國快速發(fā)展所依靠的“人口紅利”日漸消逝，粗放型經(jīng)濟難以為繼，以創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展已經(jīng)成為中國實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和突破全球價值鏈“低端鎖定”目標的關(guān)鍵因素。黨的十九大報告中強調(diào)，要繼續(xù)堅定不移地實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，為此，中國將不斷加大自主研發(fā)力度和研發(fā)經(jīng)費的投入，出臺鼓勵創(chuàng)新的各種扶持政策。與此同時，還倡導企業(yè)積極參與國際創(chuàng)新合作，以期通過對外直接投資（outward foreign direct investment，OFDI）獲得逆向技術(shù)溢出，實現(xiàn)加速培育母國區(qū)域創(chuàng)新能力的目標。在“走出去”戰(zhàn)略的引導和“戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型動機”的推動下，中國對OECD國家的投資規(guī)模逐年遞增，投資存量由2007年95億美元躍升至2018年的2000億美元，年增長率達34%，與此同時，對OECD國家投資流量也呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢。那么，OFDI逆向技術(shù)溢出能否促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升？這種逆向技術(shù)溢出是否存在空間溢出效應？如果答案是肯定的，其中的內(nèi)在機理和實現(xiàn)路徑是什么？只有深入了解上述問題，才可能突破當前利用OFDI逆向技術(shù)溢出促進區(qū)域創(chuàng)新過程中存在的困境，從而探尋出有效的應對方案。如此，才能在順應全球跨境投資政策變化中，實現(xiàn)中國新一輪對外直接投資的高質(zhì)量發(fā)展。

如何利用OFDI逆向技術(shù)溢出提升創(chuàng)新能力，近年來受到國內(nèi)外專家學者和政策制定者們的廣泛關(guān)注。逆向技術(shù)溢出理論常用來闡釋新興經(jīng)濟體OFDI的行為動機。具體而言，來自發(fā)展中國家的企業(yè)積極開展對發(fā)達國家的對外直接投資，尋求戰(zhàn)略性海外資產(chǎn)，通過學習和模仿特定的技術(shù)和管理經(jīng)驗，期望實現(xiàn)母國技術(shù)革新（陳柏福和劉舜佳，2019）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（李東坤和鄧敏，2019）、價值鏈攀升（韓先鋒，2019）等目標。但OFDI逆向技術(shù)溢出是否存在？Fosfuri和Motta（1999）基于古諾模型的分析框架，從理論層面證實了OFDI逆向技術(shù)溢出效應確實存在。Lichtenberg和Potterie（2001）以美國、日本及11個歐盟國家為研究對象，沙文兵（2012）研究中國省際面板數(shù)據(jù)，Pradhan和Singh（2009）研究印度汽車行業(yè)，Chen等（2012）從新興經(jīng)濟體的跨國企業(yè)層面開展研究等均證實OFDI存在逆向技術(shù)溢出效應。但是，Lee（2006）、Bitzer和Kerekes（2008）、Herzer（2011）的研究均表明OFDI逆向技術(shù)溢出效應不顯著，甚至阻礙國內(nèi)技術(shù)進步。吸收能力的差異是導致OFDI逆向技術(shù)溢出效應不確定的重要因素（Chen et al.，2012）。只有當吸收能力跨越特定的“門限”水平時，OFDI逆向技術(shù)溢出效應才能凸顯（李梅和柳士昌，2012）。但是吸收能力是一個寬泛的概念，其中包括經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)投入、金融發(fā)展程度、知識產(chǎn)權(quán)保護水平等（尹東東和張建清，2016;李梅和柳士昌，2010）。雖然學術(shù)界關(guān)于是否存在OFDI逆向技術(shù)溢出效應的觀點不盡一致，但多數(shù)基于中國OFDI的文獻均支持逆向技術(shù)溢出存在正向效應（李平和史亞茹，2019）的觀點，認為OFDI逆向技術(shù)溢出提升了母國的全要素生產(chǎn)率（陳柏福和劉舜佳，2019;邵玉君，2017;衣長軍等，2015）。

至今為止，國內(nèi)外學者對區(qū)域創(chuàng)新的研究已趨向成熟，但將OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新能力聯(lián)系在一起的研究仍不多見，且經(jīng)驗分析中多數(shù)僅以專利申請量或?qū)＠谟枇勘碚鲄^(qū)域創(chuàng)新能力。那么，OFDI逆向技術(shù)溢出是否促進投資母國區(qū)域創(chuàng)新能力的提升？沙文兵和李瑩（2018）基于中國省際面板數(shù)據(jù)，使用SYSGMM方法論證了OFDI逆向技術(shù)溢出在達到門檻值后對區(qū)域創(chuàng)新能力具有促進作用;王欣和姚洪興（2017）選取25個長三角城市，基于PSTR模型分析得出OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新間存在平滑轉(zhuǎn)換機制效應;董有德和孟醒（2014）從省級層面，實證分析了OFDI逆向技術(shù)溢出顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力，但促進作用存在區(qū)位和行業(yè)的異質(zhì)性。毛其淋和許家云（2014）運用PSM的方法從企業(yè)層面評估了OFDI對企業(yè)創(chuàng)新的影響。由于OFDI逆向技術(shù)溢出通過同類企業(yè)“示范效應”和“警示效應”或者上下游企業(yè)“關(guān)聯(lián)效應”實現(xiàn)，很難以行政邊界隔絕此類溢出效應（李東坤和鄧敏，2016），因此空間關(guān)聯(lián)性在考察OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力影響時不可或缺，但是上述文獻并未充分關(guān)注OFDI逆向技術(shù)溢出的空間溢出效應。

綜上所述，本文可能的邊際貢獻歸結(jié)如下：第一，現(xiàn)有關(guān)于OFDI逆向技術(shù)溢出效應的研究大多停留在全要素生產(chǎn)率層面，對區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)注度不足，本文基于現(xiàn)有研究成果，重點研究OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，進一步擴展和深化了OFDI逆向技術(shù)溢出的創(chuàng)新效應。第二，已有文獻對區(qū)域創(chuàng)新能力表征極端化嚴重（宋躍剛和杜江，2015），本文綜合現(xiàn)有研究成果，基于創(chuàng)新價值鏈視角，從技術(shù)的開發(fā)階段和技術(shù)的轉(zhuǎn)化階段兩個層面選取指標測度區(qū)域創(chuàng)新能力。第三，為了避免空間相關(guān)性造成回歸結(jié)果的偏誤，本文利用空間杜賓模型實證檢驗了OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。

二、理論分析與假設提出

對外直接投資逆向技術(shù)溢出的渠道主要包括三個層面。其一是逆向成果反饋。具體而言，由于地理、文化和制度環(huán)境等因素導致國內(nèi)外需求偏好迥異，在復雜的國際市場上，通過綠地投資方式進入國際市場的企業(yè)面臨不同于國內(nèi)的供需狀況和競爭關(guān)系，在東道國陌生環(huán)境下面臨的挑戰(zhàn)和機遇激發(fā)對外直接投資企業(yè)不斷加大研發(fā)投入，最大程度降低“陌生引致的成本”。其二是逆向技術(shù)交易。通過跨國并購方式進入國際市場的企業(yè)可以直接獲得被并購企業(yè)的研發(fā)資本，實現(xiàn)了母國和東道國生產(chǎn)環(huán)節(jié)和關(guān)鍵創(chuàng)新要素的無縫對接，由此帶來母國技術(shù)水平的提升。其三是逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移?？鐕髽I(yè)通過研發(fā)互動、戰(zhàn)略同盟以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等途徑獲取東道國研發(fā)主體的技術(shù)溢出。企業(yè)通過對外直接投資將非核心技術(shù)剝離，有利于母公司致力于新技術(shù)研發(fā)和高水平全球生產(chǎn)網(wǎng)絡的構(gòu)建（孫海波和劉忠璐，2019）。跨國企業(yè)通過逆向成果反饋、逆向技術(shù)交易和逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移三種方式可以較好地實現(xiàn)技術(shù)的跨國界轉(zhuǎn)移和融合。企業(yè)憑借對外直接投資活動獲取的先進技術(shù)和優(yōu)質(zhì)的創(chuàng)新要素，通過“示范效應”“警示效應”和“關(guān)聯(lián)效應”充分盤活區(qū)域內(nèi)商品和要素資源，有利于全要素生產(chǎn)率的提高（衣長軍等，2015;邵玉君，2017;陳柏福和劉舜佳，2019）。從區(qū)域內(nèi)全要素生產(chǎn)率演進趨勢來看，多種創(chuàng)新要素的內(nèi)外聯(lián)動提升了要素分工的效率。隨著區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新研發(fā)資本的流動性和集聚能力不斷加強，對于不適應區(qū)域創(chuàng)新能力高水平發(fā)展的制度和規(guī)則加以調(diào)整、優(yōu)化和改革，可實現(xiàn)在國內(nèi)外創(chuàng)新要素融合發(fā)展中明晰區(qū)域創(chuàng)新能力提升的基礎性條件?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O1。

假設1：OFDI逆向技術(shù)溢出有助于促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

由于技術(shù)（知識）具有外部性，單純以行政區(qū)域來劃分OFDI逆向技術(shù)溢出的范圍顯然是不合理的。OFDI逆向技術(shù)溢出通過企業(yè)間的“示范效應”和“警示效應”或者價值鏈和產(chǎn)業(yè)鏈中的“關(guān)聯(lián)效應”實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率提升，進而促進區(qū)域創(chuàng)新能力的路徑恰好也是OFDI逆向技術(shù)溢出在區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間擴散和溢出的方式（李東坤和鄧敏，2016）。主要原因體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，相互競爭或相互合作的企業(yè)并非同處一個區(qū)域，而行政的劃分很難限制技術(shù)的跨區(qū)域外溢，加之國內(nèi)價值鏈分工體系的數(shù)字化和網(wǎng)絡化特征日益明顯，因此，OFDI逆向技術(shù)溢出效應在區(qū)域間擴散不可避免（鄭展鵬，2015）。第二，人員交流和產(chǎn)品流通所帶來的信息交互是OFDI逆向技術(shù)溢出的關(guān)鍵載體。隨著交通和互聯(lián)網(wǎng)的便利化，各區(qū)域間人流量、物流量以及信息流量日益增加，各區(qū)域的聯(lián)系日益緊密，區(qū)域的界限變得愈發(fā)模糊。OFDI逆向技術(shù)溢出對本區(qū)域資源的配置效應很容易波及其他區(qū)域，換言之，其他區(qū)域的OFDI逆向技術(shù)溢出也可以通過空間溢出的方式對本區(qū)域的創(chuàng)新能力產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文提出假設2。

假設2：OFDI逆向技術(shù)溢出可以通過空間溢出方式助推本區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

具體的影響機制如圖1所示。

（三）數(shù)據(jù)及來源

基于數(shù)據(jù)可獲得性，本文剔除西藏，從中國大陸選取包括新疆、貴州、云南共計30個?。ㄖ陛犑校┳鳛檠芯繉ο螅瑫r間跨度為2007—2016年，共計10年，整理加工形成30×10的平衡面板數(shù)據(jù)，合計300個觀測點。變量描述性統(tǒng)計以及變量之間的相關(guān)性系數(shù)如表1所示。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國檢查年鑒》、各?。ㄊ校度嗣駲z察院工作報告》、中經(jīng)網(wǎng)、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫。為增強樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，減弱變量的異方差和變量間的共線性，將變量取自然對數(shù)

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸分析

為了系統(tǒng)地分析OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的作用效果，在進行空間計量分析前，考慮在公式（1）和（2）中ρ=β=λ=0，基于2007—2016年中國大陸30個省（直轄市）的面板數(shù)據(jù)，使用PanelOlS的估計方法對數(shù)據(jù)回歸。首先對普通面板回歸進行Hausman檢驗，結(jié)果支持固定效應優(yōu)于隨機效應。分別以專利申請量（inno1）、專利授予量（inno2）和新產(chǎn)品銷售收入（inno3）為被解釋變量的固定效應面板回歸結(jié)果置于表2中。如表2所示，模型（1）、模型（3）和模型（5）不包含控制變量，核心變量OFDI逆向技術(shù)溢出的回歸系數(shù)為正，皆通過1%顯著性水平。在模型（2）、模型（4）和模型（6）中加入R&D人員、R&D經(jīng)費等控制變量，OFDI逆向技術(shù)溢出的系數(shù)依舊顯著為正，在0.133—0.374之間波動，表明OFDI逆向技術(shù)溢出每提高1個百分點能夠促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升 0.133%—0.374%。OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域新產(chǎn)品銷售收入的影響程度較高，對區(qū)域創(chuàng)新技術(shù)開發(fā)階段的影響程度相對較低，總體來看，不考慮空間自相關(guān)的情形下，OFDI逆向技術(shù)溢出顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，但提升幅度存在異質(zhì)性。

全局Morans I統(tǒng)計指標值結(jié)果如表3所示，無論W=Wg或者W=We，所得Morans I統(tǒng)計指標值皆為正數(shù)，且多數(shù)Morans I指數(shù)通過了10%的顯著水平，說明區(qū)域創(chuàng)新能力存在正向的空間集聚效應。進一步分年度測算各區(qū)域創(chuàng)新指標的局域Morans I指數(shù)，測算結(jié)果支持全局Morans I結(jié)論，在地理權(quán)重矩陣和經(jīng)濟權(quán)重矩陣基礎上，2007—2016年專利申請量、專利授予量和新產(chǎn)品銷售額呈現(xiàn)“高—高”和“低—低”集聚現(xiàn)象，并且隨著時間推移，集聚程度顯著提升，有多個省份（直轄市）從第三象限跨入第一象限，實現(xiàn)“低-低”集聚向“高-高”集聚轉(zhuǎn)變。

2.空間計量回歸

本文借鑒Lee和Yu（2010）、Elhorst（2010a;b）等人的研究成果，并結(jié)合公式（1）和公式（2），采用極大似然的估計方法對Sofdi、pop等解釋變量進行考慮空間自相關(guān)的經(jīng)驗回歸。通過空間面板Hausman檢驗，在考慮空間自相關(guān)的回歸中，采用固定效應相對于隨機效應更為有效。為此，在下文的經(jīng)驗回歸中均采用固定效應。表4和表5分別匯報inno1、inno2和inno3在Wg和We下對解釋變量運用空間誤差模型與空間滯后模型回歸的結(jié)果。結(jié)果顯示，無論權(quán)重矩陣選用Wg還是We，OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升顯著為正，至少通過5%的顯著水平。觀察區(qū)域創(chuàng)新能力空間滯后項的系數(shù)可知，不考慮OFDI逆向技術(shù)溢出、R&D人員、R&D經(jīng)費投入等因素的空間溢出時，區(qū)域創(chuàng)新能力空間滯后項大多顯著為正，表明區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向的空間溢出效應，與Morans I檢驗的結(jié)果一致。

OFDI逆向技術(shù)溢出、R&D人員、R&D經(jīng)費等變量的空間溢出是否會影響區(qū)域創(chuàng)新能力？為此，繼續(xù)使用專利申請量、專利授予量和新產(chǎn)品銷售收入作為區(qū)域創(chuàng)新能力的代理變量，在SDM基礎上對OFDI逆向技術(shù)溢出等解釋變量進行回歸，結(jié)果如表7所示。與此同時，利用Wald統(tǒng)計量和LR統(tǒng)計量在SEM、SAR和SDM中選取擬合效果最優(yōu)的模型，檢驗結(jié)果如表6所示。Wald檢驗的原假設是空間滯后模型優(yōu)于空間杜賓模型，LR檢驗的原假設為空間誤差模型優(yōu)于空間杜賓模型，根據(jù)檢驗反饋的結(jié)果可知，無論選擇地理空間矩陣或者經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣，無論區(qū)域創(chuàng)新能力選取專利申請量、專利授予量或者新產(chǎn)品銷售收入作為代理變量，其Wald檢驗和LR檢驗至少能通過10%的顯著水平，故拒絕原假設，SDM模型優(yōu)于SEM和SAR。因此下文主要以空間杜賓模型作為分析工具。

在表7中，模型（2）、模型（4）、模型（6）、模型（8）、模型（10）和模型（12）是固定空間和時間的回歸結(jié)果，其他回歸結(jié)果僅固定空間效應。就專利申請量而言，不管W=Wg或者W=We，OFDI逆向技術(shù)溢出的系數(shù)都顯著為正，至少通過5%的顯著性水平，且在0.081—0.100之間波動，假設1成立，即OFDI逆向技術(shù)溢出可以顯著地促進本區(qū)域的專利申請量。不僅如此，其他區(qū)域的OFDI逆向技術(shù)溢出通過空間溢出渠道對本區(qū)域的專利申請量也具有顯著的正向促進作用，W×Sofdi的系數(shù)在0.175上下波動，且在5%顯著性水平下通過t統(tǒng)計量檢驗。當采用專利授予量為區(qū)域創(chuàng)新能力的代理指標時，OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的正向促進效應至少通過5%顯著性水平的t檢驗，Sofdi的系數(shù)在0.070左右，相較于專利申請量，OFDI逆向技術(shù)溢出對專利授予量的影響程度較低;W×Sofdi的系數(shù)均為正值，除了模型（8）之外，在模型（5）至模型（7）中，W×Sofdi的系數(shù)至少通過5%的顯著性水平，表明區(qū)域創(chuàng)新最終產(chǎn)出的提升也可以通過其他地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出的空間溢出獲得。如果把新產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量，OFDI逆向技術(shù)溢出的系數(shù)通過1%的顯著性水平，且均為正值，W×Sofdi的系數(shù)有正有負，但是只有正值顯著，且至少通過1%的顯著性水平，說明其他區(qū)域的OFDI逆向技術(shù)溢出對本區(qū)域的新產(chǎn)品銷收入具有顯著的促進作用。從促進效果來看，OFDI逆向技術(shù)溢出對新產(chǎn)品銷售收入的提升幅度最高，說明OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)轉(zhuǎn)化階段區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果更為明顯。

總體而言，異質(zhì)性空間權(quán)重矩陣沒有使核心解釋變量的回歸結(jié)果出現(xiàn)較大偏差，OFDI逆向技術(shù)溢出及其空間溢出顯著促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，印證了假設1和假設2的合理性。

比較Sofdi與W×Sofdi的回歸系數(shù)，后者顯著較大，表明通過其他區(qū)域OFDI逆向技術(shù)空間溢出效應獲得的區(qū)域創(chuàng)新能力更為顯著。當考慮地區(qū)之間的空間溢出效應后，inno1和inno2對OFDI逆向技術(shù)溢出的系數(shù)顯著下降，表明OFDI逆向技術(shù)溢出由于存在正向外部性，降低了OFDI逆向技術(shù)溢出對當?shù)貐^(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果。反觀新產(chǎn)品銷售收入對應的OFDI逆向技術(shù)溢出系數(shù)，沒有明顯系統(tǒng)差異。說明空間溢出效應阻礙了技術(shù)開發(fā)階段OFDI逆向技術(shù)溢出對本地區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果，對技術(shù)轉(zhuǎn)化階段區(qū)域創(chuàng)新能力促進作用的影響則不明顯。

控制變量也存在空間溢出效應。W×pop與W×hum的系數(shù)有正也有負，但只有多數(shù)負值的系數(shù)通過至少5%顯著性水平的檢驗，表明R&D人員和人力資本水平對區(qū)域創(chuàng)新能力存在負向的空間溢出效應。究其原因，人才資源是獨一無二的，而且不易復制，部分區(qū)域的人才集聚自然導致其他區(qū)域的人力資源匱乏。因此，其他區(qū)域R&D人員越多和人力資本水平越高，越不利于本區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。R&D經(jīng)費的空間溢出系數(shù)中有10項為正，其中至少通過10%顯著性水平的有6項，表明R&D經(jīng)費具有顯著的正向空間溢出效應。在表7模型（1）至模型（12）中，政府清廉程度（W×cor）、市場一體化程度（W×mar）和對外開放程度（W×open）系數(shù)的正負性不唯一，僅有少數(shù)回歸系數(shù)顯著，且顯著性較低，表明這三類控制變量的空間溢出效應并不明顯。

OFDI逆向技術(shù)溢出、R&D人員、R&D經(jīng)費等變量不僅通過自身的空間溢出對其他地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生作用，也有可能通過作用于本地區(qū)域創(chuàng)新能力實現(xiàn)間接的空間溢出。如表7所示，W×inno的系數(shù)在大多數(shù)情況下顯著為正，但是區(qū)域創(chuàng)新能力空間滯后項的空間溢出效應存在明顯異質(zhì)性，當使用專利申請量和專利授予量測度區(qū)域創(chuàng)新能力時，區(qū)域創(chuàng)新能力存在顯著正向的空間溢出效應;當被解釋變量為新產(chǎn)品銷售收入時，區(qū)域創(chuàng)新能力的外部性受空間權(quán)重矩陣的干擾，可正亦可負，且并不顯著。表明通過區(qū)域創(chuàng)新能力空間溢出的方式，OFDI逆向技術(shù)溢出在技術(shù)開發(fā)階段對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果更為明顯。

為了更深入地揭示OFDI逆向技術(shù)溢出等解釋變量對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接和間接影響，參照Elhorst的研究方法，在表7中奇數(shù)列的模型基礎上對各解釋變量進行效應分解。結(jié)果如表8所示。OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。總體來看，地理空間矩陣或者經(jīng)濟權(quán)重矩陣下，無論從創(chuàng)新的技術(shù)開發(fā)階段或者技術(shù)轉(zhuǎn)化階段來看，OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應均為正值，且至少通過5%的顯著性水平;在間接效應中，僅當W=Wg時，Sofdi對inno3的間接效應為負，但其不具有統(tǒng)計意義，表明區(qū)域創(chuàng)新能力能夠通過OFDI逆向技術(shù)溢出獲得提升，再次印證了假說2;總效用對應的系數(shù)均為正值，除W=Wg，OFDI逆向技術(shù)溢出對inno3的總效用不顯著，其他情況下，總效用的系數(shù)至少通過1%顯著水平。表明OFDI逆向技術(shù)溢出無論是通過直接方式或者通過要素的跨區(qū)域流動和擴散（間接方式）均能夠促進本區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，與表2中的回歸系數(shù)反饋的結(jié)論一致。對比直接效應和間接效應發(fā)現(xiàn)，間接效應顯著優(yōu)于直接效應。根據(jù)表7回歸方程的系數(shù)可知，間接效應較高是由W×Sofdi的系數(shù)更大導致。

無論是從直接效應、間接效應或者總效應來看，OFDI逆向技術(shù)溢出對inno3的促進作用最為顯著，對inno1和inno2的促進效果差別不大。由于通過OFDI逆向技術(shù)溢出不僅能夠?qū)W習到先進的技術(shù)和工藝，還能獲得優(yōu)秀的管理、運營、銷售等軟科學知識。最終導致OFDI逆向技術(shù)溢出的區(qū)域創(chuàng)新經(jīng)濟效益（inno3）高于區(qū)域創(chuàng)新科研產(chǎn)出（inno1和inno2），換言之，OFDI逆向技術(shù)溢出在技術(shù)轉(zhuǎn)化階段對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果更優(yōu)。inno1和inno2對應的OFDI逆向技術(shù)溢出的直接效應的系數(shù)相較表2中Sofdi的系數(shù)顯著變小，表明空間溢出效應弱化了在技術(shù)開發(fā)階段OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升作用。總效用優(yōu)于表2中不考慮空間自相關(guān)時OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進效用。由于空間溢出效應阻礙在技術(shù)開發(fā)階段OFDI逆向技術(shù)溢出對當?shù)氐膮^(qū)域創(chuàng)新能力提升，但是通過區(qū)域間相互溢出獲得的間接效應不僅可以彌補當?shù)豋FDI逆向創(chuàng)新溢出的損失，還能提升Sofdi對區(qū)域創(chuàng)新能力提升的總效應水平。

（三）分地區(qū)檢驗

為了檢驗OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的地區(qū)異質(zhì)性，本文參考鄭翔中和高越的做法，將30個省（直轄市）按照所處的地理位置以及經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)。其中，東部地區(qū)包括北京、上海、廣東、廣西、江蘇等共計12個省（直轄市），其余18個?。ㄖ陛犑校┚鶜w為中西部地區(qū)。表9報告了基于空間固定SDM模型分地區(qū)的回歸結(jié)果。

從直接效應角度來看，在中西部地區(qū)，不論被解釋變量為inno1、inno3或者inno3，OFDI逆向技術(shù)溢出對應的系數(shù)均為正值，且至少通過5%的顯著性水平，表明中西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。對比三者的直接效應系數(shù)，被解釋變量為inno3時，OFDI逆向技術(shù)溢出的系數(shù)顯著高于其他兩項，說明在中西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新經(jīng)濟效益的提升效果優(yōu)于區(qū)域創(chuàng)新科研產(chǎn)出。反觀東部地區(qū)，OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應并不顯著，更有在W=Wg且被解釋變量為inno1時，OFDI逆向技術(shù)溢出的直接效應顯著為負?？赡艿脑蚴?，一方面，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，對創(chuàng)新能力重視程度較高，且創(chuàng)新能力處于較高水平，通過OFDI逆向技術(shù)溢出帶來的區(qū)域創(chuàng)新能力提升有限;另一方面，東部地區(qū)OFDI規(guī)模較大，大量資本的外流對區(qū)域創(chuàng)新研發(fā)投入存在一定的“替代效應”，從而抑制了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。從間接效應來看，東部與中西部地區(qū)大體相似，OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升存在顯著的正向溢出效應。從總效應來看，相較于東部地區(qū)，OFDI逆向技術(shù)溢出在中西部對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升作用顯著，總效用值均為正值，且至少通過5%的顯著性水平。觀察inno1、inno2和inno3對應的總效應系數(shù)，相比技術(shù)開發(fā)階段，OFDI逆向技術(shù)溢出在技術(shù)轉(zhuǎn)化階段對區(qū)域創(chuàng)新能力的提升效果更明顯。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文參照現(xiàn)有文獻，在原有空間權(quán)重矩陣的基礎上增加了Wsg和Wge。其中，Wsg表示以各?。òㄖ陛犑校┲g地理中心距離平方的倒數(shù)作為權(quán)重，Wge則是采用Hadamard Product的方法，將Wg和We合并，構(gòu)成地理經(jīng)濟鑲嵌矩陣Wge。在新的權(quán)重矩陣下，SDM估計結(jié)果如表10所示。為了排除直轄市給估計結(jié)果帶來的偏誤，本文參考鄧慧慧和楊露鑫的做法，將四個直轄市從樣本中剔除，在表7模型（1）、模型（3）、模型（5）、模型（7）、模型（9）和模型（11）的基礎上，再次進行回歸估計，回歸結(jié)果如表11所示。圖2是核心變量的直接效應和間接效應。其中，左圖反映在四種空間權(quán)重矩陣下進行逐步回歸得到的Sofdi直接效應的系數(shù)，右圖則為Sofdi間接效應對應的系數(shù)?？傮w來看，穩(wěn)健性分析反饋的結(jié)果并未與上述結(jié)論產(chǎn)生沖突，表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健可信的。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2007—2016年30個?。ㄖ陛犑校┘壠胶饷姘鍞?shù)據(jù)，引入地理逆距離、經(jīng)濟逆距離、地理經(jīng)濟鑲嵌權(quán)重矩陣，構(gòu)建廣義嵌套空間模型，實證研究OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：OFDI逆向技術(shù)溢出顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，相較于技術(shù)開發(fā)階段，對技術(shù)轉(zhuǎn)化階段的區(qū)域創(chuàng)新能力有更強的促進作用，且空間溢出效應明顯。空間溢出效應使得OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力提升的直接效應降低，但通過其他區(qū)域OFDI逆向技術(shù)的溢出不僅彌補了直接效應的損失，而且使得總效應超過了不考慮空間相關(guān)性情況下OFDI逆向技術(shù)溢出的創(chuàng)新效應。由于OFDI逆向技術(shù)溢出對中國東部各省（直轄市）區(qū)域創(chuàng)新能力的影響同時產(chǎn)生正向促進效應與負向“替代效應”，導致OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響呈現(xiàn)異質(zhì)性;而在中西部地區(qū)，OFDI逆向技術(shù)溢出均顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新能力的提升，且促進作用明顯強于東部地區(qū)。

本文的核心結(jié)論所具有的政策內(nèi)涵和啟發(fā)意義，主要體現(xiàn)在如下兩個方面：一方面，隨著中美經(jīng)貿(mào)第一階段協(xié)議的簽署，全球投資治理體系正在加速變革。美國政府日益關(guān)注知識產(chǎn)權(quán)和技術(shù)轉(zhuǎn)讓問題，無疑加大了中國寄希望通過在發(fā)達國家直接投資獲取逆向技術(shù)溢出的難度，這就意味著，中國政府“走出去”戰(zhàn)略的相關(guān)政策，需要進行適當?shù)恼{(diào)整。一是針對在主要發(fā)達國家投資的企業(yè)來說，要弱化甚至放棄對國有企業(yè)海外直接投資的相關(guān)鼓勵政策，轉(zhuǎn)而強化和主動發(fā)揮民營企業(yè)協(xié)同推進深層次對外開放和合規(guī)投資經(jīng)營等方面的激勵作用;二是針對在“一帶一路”和其他發(fā)展中國家投資的企業(yè)來說，有必要從全球價值鏈重構(gòu)的視角調(diào)整對外投資模式和區(qū)位選擇，主動對標國際高標準投資規(guī)則，降低在多邊投資體制中被固化的風險，發(fā)揮制度優(yōu)勢探索構(gòu)建以逆向技術(shù)溢出和自主創(chuàng)新聯(lián)動為核心支點的區(qū)域創(chuàng)新鏈，重構(gòu)國內(nèi)創(chuàng)新鏈體系。另一方面，由于中國各地區(qū)發(fā)展階段和要素稟賦的差異，基于競爭優(yōu)勢理論，可探索在國內(nèi)價值鏈分工體系下嵌套構(gòu)建以中西部為核心的區(qū)域價值鏈，最大程度發(fā)揮各區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y逆向技術(shù)的空間溢出效應。為此，各級政府應加強省際公路、鐵路和航空等基礎設施建設，降低跨區(qū)域間互聯(lián)互通的成本，加速推進市場一體化進程，加大對中西部地區(qū)OFDI企業(yè)在產(chǎn)業(yè)布局、區(qū)位選擇、技術(shù)研發(fā)、信息共享等方面的管理和扶持，激活我國東中西三個地區(qū)各類創(chuàng)新要素融合發(fā)展的潛力，助推中國新一輪對外直接投資的高質(zhì)量發(fā)展。

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（責任編輯：彭琳）