章志華，李雨佳，孫 林

(1. 廣東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510320；2. 廈門大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 廈門 361005；3. 中國人民銀行 濟(jì)南分行， 山東 濟(jì)南 250021)

一、 引言

改革開放四十多年來，中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展取得了舉世矚目的成就，成為僅次于美國的世界第二大經(jīng)濟(jì)體。然而，隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展由高速增長進(jìn)入到高質(zhì)量發(fā)展階段，傳統(tǒng)的依賴生產(chǎn)要素驅(qū)動的粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式已不適應(yīng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需求，因此，亟須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。習(xí)近平總書記在多個場合強(qiáng)調(diào)自主創(chuàng)新對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要性。正如內(nèi)生增長理論強(qiáng)調(diào)的，技術(shù)創(chuàng)新才是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的動力源泉，中國政府也意識到創(chuàng)新驅(qū)動的重要性，在黨的十九大報(bào)告明確指出“中國爭取到2035年躋身到全球創(chuàng)新型國家的前列”。通常來說，技術(shù)創(chuàng)新的渠道包括國內(nèi)技術(shù)積累與國際技術(shù)溢出，隨著經(jīng)濟(jì)全球化加速推進(jìn)，對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)已成為各國獲取國際技術(shù)溢出的重要途徑之一。

進(jìn)入21世紀(jì)后，為適應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化和國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在需求，中國對外開放政策逐步由“引進(jìn)來”為主向“引進(jìn)來”和“走出去”并舉過渡，積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵和支持本國企業(yè)開展OFDI。尤其在“一帶一路”倡議的驅(qū)動下，中國跨國企業(yè)加快了“走出去”的步伐，無論是OFDI規(guī)模還是設(shè)立境外企業(yè)數(shù)量均增長迅速。據(jù)國家商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2015年中國OFDI流量高達(dá)1456.7億美元，是2003年28.5億美元的近6倍，OFDI企業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)幾何級數(shù)增長，2015年OFDI企業(yè)數(shù)量高達(dá)2.44萬家，比2003年增長近7倍。中國迅速增長的OFDI能否通過逆向技術(shù)溢出提升國內(nèi)自主創(chuàng)新能力？ 是否會通過地區(qū)間的空間外部效應(yīng)，在提升本地區(qū)自主創(chuàng)新能力的同時(shí)也提升周邊地區(qū)的自主創(chuàng)新能力呢？考慮到OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不會自動產(chǎn)生，除了提高技術(shù)吸收能力外，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等制度因素也是影響OFDI逆向技術(shù)溢出吸收的重要因素，李勃昕等[1]認(rèn)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在一定程度上會影響到OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的獲取和吸收。當(dāng)前，中國正處在向知識產(chǎn)權(quán)創(chuàng)造大國轉(zhuǎn)變的過程中，知識產(chǎn)權(quán)質(zhì)量得到顯著提高。站在新的歷史起點(diǎn)上，全面加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)是激勵科技創(chuàng)新與深化對外開放的必要選擇，為推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供有力的保障。因此研究知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的關(guān)系，對中國進(jìn)一步加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、獲取更高質(zhì)量的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

OFDI逆向技術(shù)溢出對母國自主創(chuàng)新的影響是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)之一，大多數(shù)學(xué)者主要從OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的視角進(jìn)行研究。其中在實(shí)證研究方面成果較為豐富，比如Kogut and Chang[2]通過對1976—1987年日本制造業(yè)在美國的投資研究，證明了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在。Lichtenberg and Potterie[3]首次在C-H模型(Coe and Helpman)[4]中引入OFDI作為重要的技術(shù)溢出路徑，并采用13個OECD國家1971—1990年的OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)論證實(shí)了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在。Branstetter[5]分析了日本對美國的投資，發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在的同時(shí)，還發(fā)現(xiàn)存在外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)。Pradham and Singh[6]采用1988—2008年印度汽車產(chǎn)業(yè)的OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明印度汽車行業(yè)的逆梯度OFDI更容易獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。趙偉等[7]首先從微觀的視角分析了中國OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的作用機(jī)制，并基于修改的L-P模型實(shí)證研究了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對母國自主創(chuàng)新能力的影響，結(jié)果表明OFDI逆向技術(shù)溢出顯著地提升了母國自主創(chuàng)新能力。毛其淋和許家云[8]采用傾向得分匹配方法對中國企業(yè)2004—2009年的對外投資行為進(jìn)行研究，結(jié)論表明OFDI顯著地促進(jìn)了企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升。陳強(qiáng)等[9]通過對不同類型OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)了技術(shù)型OFDI更容易獲取積極的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。Seyoumetal.[10]在研究中發(fā)現(xiàn)，中國對發(fā)展中國家的順梯度投資也能夠獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。李娟等[11]研究發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在東部、中部、西部表現(xiàn)出逐漸遞減的變化趨勢。

但是部分研究卻發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯。比如Lee[12]的實(shí)證分析結(jié)果表明OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯。Bitzer and Kerekes[13]基于17個OECD國家的OFDI數(shù)據(jù),實(shí)證研究表明OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不存在。Herzer[14]研究發(fā)現(xiàn)33個發(fā)展中國家在OFDI過程中也不能獲取OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。至于國內(nèi)學(xué)者，白潔[15]基于修改的L-P模型，研究發(fā)現(xiàn)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯。尹東東和張建清[16]選取中國2003—2012年的省級層面的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯。李思慧和于津平[17]研究表明OFDI對母國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出有“擠出效應(yīng)”，進(jìn)而抑制了母國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

上述文獻(xiàn)表明，有關(guān)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的研究結(jié)論并不一致，表明OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在不同的母國表現(xiàn)出明顯的差異，母國的技術(shù)吸收能力可能是影響OFDI逆向技術(shù)溢出的重要因素。為此李梅和柳士昌[18]從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本和對外開放度等技術(shù)吸收能力視角進(jìn)行分析。在全面推進(jìn)依法治國的背景下，本文重點(diǎn)討論母國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度在OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)中的重要作用，Yang and Maskus[19]在研究新興經(jīng)濟(jì)體時(shí)，發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與OFDI逆向技術(shù)溢出不是線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)“倒U型”的非線性關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者對此也進(jìn)行了研究，比如蘇為華和孔偉杰[20]認(rèn)為中國當(dāng)前的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平能夠提升OFDI逆向自主創(chuàng)新能力。李平和史亞茹[21]的研究結(jié)果也支持了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與OFDI逆向技術(shù)溢出的非線性關(guān)系。高艷偉和申俊喜[22]在研究中發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對OFDI逆向技術(shù)溢出的影響不存在。李勃昕等[1]認(rèn)為OFDI逆向技術(shù)溢出對母國自主創(chuàng)新的影響存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的門檻作用。

綜上所述，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，有兩方面內(nèi)容值得做進(jìn)一步改善：一方面是大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)可能受到母國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)差距、人力資本等技術(shù)吸收因素的影響，較少從母國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等制度因素來分析。另一方面是由于技術(shù)創(chuàng)新活動在地區(qū)間存在較強(qiáng)的空間相關(guān)性，其能力的提升不僅依賴于本地區(qū)內(nèi)部的創(chuàng)新要素，還依賴于其他地區(qū)創(chuàng)新要素的流動[23]。因此，本文選取了2003—2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個包含門檻變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證研究，以探討不同知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)下OFDI逆向技術(shù)溢出對母國自主創(chuàng)新的影響。

三、 理論模型構(gòu)建

本文納入OFDI對經(jīng)典的內(nèi)生增長模型進(jìn)行了改進(jìn)，用于分析知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的非線性作用機(jī)理。假設(shè)一個包括最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品部門與R&D部門的開放經(jīng)濟(jì)體，并假設(shè)OFDI是國際技術(shù)溢出的唯一途徑。

(一) 生產(chǎn)

1. 最終產(chǎn)品部門

設(shè)最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)表示為：

(1)

(2)

(3)

2. 中間產(chǎn)品部門

同時(shí)使用最終產(chǎn)品Y來生產(chǎn)耐用資本品xj，再出租給最終產(chǎn)品部門可獲單位租金Pxj， 此外，在生產(chǎn)過程中的融資利息為r，則中間產(chǎn)品部門的利潤函數(shù)為：

maxπm=(Pxj-1)HY(Aα/Pxj)1/(1-α)

(4)

在均衡條件下，中間產(chǎn)品的價(jià)格和需求量為：

Pxj=P=1/α>1,xj=x=(1-2α)2/αHY

(5)

3. R&D部門

本文借鑒Benhabib and Spiegel[24]對知識生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定，構(gòu)建如下的R&D知識生產(chǎn)函數(shù):

(6)

假定R&D部門的人力資本HN的單位工資率為WHN，生產(chǎn)的中間知識產(chǎn)品的售價(jià)為PN，則其利潤最大化方程為:

maxπN=PNN-WHNHN

(7)

假設(shè)R&D部門是完全競爭的，又可得到下式：

(8)

(二) 一般均衡分析

假設(shè)在生產(chǎn)過程中人力資本可以在不同的部門之間自由流動，所以在達(dá)到均衡狀態(tài)下，可得WHY=WHN，則可得到：

(9)

令M=N/N*表示發(fā)展中國家相對于發(fā)達(dá)國家的技術(shù)水平，M越大則技術(shù)差距越小。由此，式(9) 可以化簡為:

(10)

當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到一般均衡時(shí)，可得發(fā)展中國家的技術(shù)進(jìn)步率:

(11)

本文關(guān)注知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)下OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新的影響，由上式(11)可得:

(12)

四、 實(shí)證研究

(一) 變量選擇

1. 自主創(chuàng)新(INO)

通常來說，新產(chǎn)品產(chǎn)出和專利數(shù)量是衡量自主創(chuàng)新能力的兩個重要指標(biāo)，然而對省級層面的新產(chǎn)品產(chǎn)出統(tǒng)計(jì)仍然面臨許多困難，而專利數(shù)量的獲取相對容易?？紤]到專利申請量的主觀性，本文借鑒杜龍政和林潤輝[25]的做法，選取發(fā)明專利、實(shí)用專利和外觀專利三大專利的授權(quán)量來衡量自主創(chuàng)新。同時(shí)，自主創(chuàng)新的資本投入指標(biāo)(R&D)采用R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出來衡量；自主創(chuàng)新的人員投入指標(biāo)(HR)采用R&D科技人員全時(shí)當(dāng)量來衡量。

2. 知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度(IPR)

已有的研究文獻(xiàn)對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的測算方法并不一樣。Ginarte and Park[26]提出GP指數(shù)來衡量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度，但賴敏和韓守習(xí)[27]認(rèn)為GP指數(shù)在時(shí)間跨度上是不連續(xù)性的，容易導(dǎo)致測算結(jié)果產(chǎn)生偏差。由于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的主要作用是通過市場監(jiān)督和法律懲治，防范技術(shù)侵權(quán)和專利盜用，激勵創(chuàng)新型企業(yè)加大研發(fā)投入，產(chǎn)出更多高質(zhì)量的創(chuàng)新成果。為此，本文參照李勃昕等[1]的做法，選擇技術(shù)市場交易額與GDP之比表示知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度，該指標(biāo)值越大，表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)越有效，技術(shù)市場交易越活躍。進(jìn)一步借鑒史宇鵬和顧全林[28]的做法，以專利侵權(quán)糾紛的累計(jì)結(jié)案數(shù)量與立案累計(jì)數(shù)量之比作為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的替代變量做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)來源于《國家知識產(chǎn)權(quán)局統(tǒng)計(jì)年報(bào)》。

計(jì)算如下：

(13)

4. 貿(mào)易依存度(TRA)

采用各省對外貿(mào)易額與GDP的比值來衡量貿(mào)易依存度，并按美元對人民幣的年平均匯率把對外貿(mào)易額換算成人民幣。

5. 對外開放度(OPEN)

采用各省利用實(shí)際外商直接投資額與GDP的比值來衡量對外開放度。并按美元對人民幣的年平均匯率把實(shí)際利用外商直接投資額換成人民幣。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二) 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

1. 空間鄰接矩陣

考慮到中國30個省份(除西藏外)幾乎都有共同的陸地邊界，因此空間權(quán)重矩陣可采用二進(jìn)制的空間鄰接矩陣來表示。鑒于海南省是一個與廣西、廣東隔海相望的海島，因此本文設(shè)定其與廣西、廣東相鄰。

2. 空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，各省份之間的經(jīng)濟(jì)融合度不斷深化，不能僅僅考慮它們的空間相鄰關(guān)系。因此，本文參照章志華和唐禮智[29]的做法，采用W*=W×E來構(gòu)造空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，W*的優(yōu)點(diǎn)在于同時(shí)兼顧了各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)與地理上的空間相關(guān)性。其中，E代表經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣，W代表空間鄰接矩陣。

(14)

其中，Yit代表第i個省份在t年的人均GDP。

3. 空間距離矩陣

由于空間鄰接矩陣不能充分反映區(qū)域之間的空間關(guān)聯(lián)性，根據(jù)地理學(xué)第一定律，所有事物之間都存在相關(guān)性，但鄰近事物之間比較遠(yuǎn)事物之間的聯(lián)系更為緊密。參照孫學(xué)濤等[30]的做法，定義第i省與j省之間的空間距離權(quán)重矩陣為：

(15)

表1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

其中，d(i,j)表示采用各省會城市經(jīng)緯度計(jì)算的第i省與第j省之間的歐氏距離。

空間相關(guān)性的檢驗(yàn)方法包括Moran 指數(shù)、Geary’s C與Getis-Ord G指數(shù)。通常情況下，當(dāng)不同觀察對象的同一個屬性在空間上表現(xiàn)出某種規(guī)律性時(shí)，可以用全局域Moran指數(shù)來描述這種整體的空間關(guān)聯(lián)性與顯著性。為此采用全局域Moran 指數(shù)來檢驗(yàn)各地區(qū)自主創(chuàng)新能力的空間自相關(guān)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1的Moran檢驗(yàn)結(jié)果可知，2003—2015年中國自主創(chuàng)新能力的Moran指數(shù)均大于0，且在總體上有較好的顯著性。表明中國各省份的區(qū)域創(chuàng)新能力在空間上并不是完全的隨機(jī)分布，而是呈現(xiàn)出一定程度的正向空間趨勢效應(yīng)，即自主創(chuàng)新能力高的省份與自主創(chuàng)新能力高的省份相鄰；而自主創(chuàng)新能力低的省份與自主創(chuàng)新能力低的省份相鄰的空間集聚狀態(tài)。具有明顯的“局部俱樂部”特征。

(三) 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在對門檻回歸模型進(jìn)行估計(jì)的時(shí)候，門檻估計(jì)值γ一旦確定，就能夠?qū)ζ鋮?shù)進(jìn)行估計(jì)并得到殘差平方和SSR(γ)，若在估計(jì)中得到門檻估計(jì)值γ與真實(shí)的門檻值越靠近，那么模型估計(jì)得到的SSR(γ)應(yīng)該越小。為此可采用格柵搜索法給出門檻模型的備選門檻值γ，首先，以0.0025作為格點(diǎn)化水平對備選門檻值范圍進(jìn)行格點(diǎn)化處理；以得到的所有格點(diǎn)視為備選門檻值γ，SSR(γ)的最小值即為求解的門檻估計(jì)值。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表3 門檻值估計(jì)結(jié)果及其置信區(qū)間

由于Hansen[31]門檻模型能夠?qū)﹂T檻值進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，為此本文參照Hansen[31]的做法，借助Stata13.0實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新影響中知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的門檻效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

圖1 單一門檻與雙門檻的估計(jì)值及其95%的置信區(qū)間

表2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的單門檻效應(yīng)和雙重門檻效應(yīng)均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新的影響存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的雙重門檻效應(yīng)。進(jìn)一步對此雙重門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果及其95%的置信區(qū)間如表3所示。

進(jìn)一步采用Stata13.0軟件畫出了似然比值與門檻值的關(guān)系圖(見圖1)，圖中虛線為在5%顯著性水平下的似然比臨界值7.35。圖1的結(jié)果顯示，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的單一門檻效應(yīng)與雙重門檻效應(yīng)所對應(yīng)的LR值均小于臨界值7.35，因此充分說明設(shè)定的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的雙重門檻估計(jì)值是合理的。

(四) 空間門檻計(jì)量模型的實(shí)證分析

根據(jù)上述自主創(chuàng)新的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，本文構(gòu)建了如下的空間門檻模型進(jìn)行分析：

(16)

表4 空間門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果

最后，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明選擇固定效應(yīng)模型更好。同時(shí)由于空間與時(shí)間雙固定效應(yīng)模型能夠有效解決因個體和時(shí)間變化而產(chǎn)生遺漏變量問題，因此本文采用MATLAB 7.0對空間門檻模型(16)的時(shí)間與空間雙固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

至于其他的控制變量，國內(nèi)R&D經(jīng)費(fèi)支出的回歸系數(shù)為正，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明國內(nèi)研發(fā)資本投入是促進(jìn)國內(nèi)自主創(chuàng)新能力提升的關(guān)鍵因素，這進(jìn)一步驗(yàn)證了Romer的內(nèi)生增長理論強(qiáng)調(diào)國內(nèi)技術(shù)積累是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的內(nèi)生動力。貿(mào)易依存度的回歸系數(shù)為正且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，可能是通過OFDI獲取的中間技術(shù)產(chǎn)品以對外貿(mào)易方式反饋到國內(nèi)，有助于提升母國自主創(chuàng)新能力。而外商直接投資的回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著，表明外商直接投資對自主創(chuàng)新能力提升的抑制作用不明顯。一方面可能是隨著“市場換技術(shù)”帶來的紅利在減弱；另一面是國內(nèi)企業(yè)長期依賴外商直接投資帶來的先進(jìn)技術(shù)，削弱了其自主創(chuàng)新能力。R&D人力資本的回歸系數(shù)通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明人力資本顯著地促進(jìn)了自主創(chuàng)新能力提升。可能是人力資本水平的提高有利于吸收OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，而且高素質(zhì)人才是自主創(chuàng)新能力提升的重要推動力。

(五) 知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的地區(qū)異質(zhì)性分析

表5 知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的省份劃分

由表5的分析結(jié)果可知，在2003—2015年間中國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的地區(qū)分布總體上波動較小。具體體現(xiàn)為：知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度小于第一門檻值的省份最少，而且處在第一門檻值與第二門檻值的省份數(shù)也較少。尤其需要指出的是，目前中國大多數(shù)省份的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度跨過了第二門檻值，表明從整體來看，各省份的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識得到加強(qiáng)。截至2015年，中國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的地區(qū)差異性較大，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平較高的省份主要分布在東部地區(qū)，而知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平較低的省份主要集中在中西部地區(qū)。具體表現(xiàn)為：內(nèi)蒙古、廣西、海南、新疆的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度小于第一門檻值，河北、吉林、河南、廣東、寧夏的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度處于第一門檻值與第二門檻值之間，北京、天津、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、江西、湖北、湖南、四川、重慶、云南、貴州、陜西、青海、甘肅21個省(直轄市)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度跨過了第二門檻值，進(jìn)入到知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的較高水平。整體來看，中國大多數(shù)省份處于的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的較高區(qū)域，即在當(dāng)前的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)下OFDI逆向技術(shù)溢出顯著地促進(jìn)了自主創(chuàng)新。在國際社會以及OFDI企業(yè)對加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)訴求強(qiáng)烈背景下，同時(shí)從提高自主創(chuàng)新能力的角度來看，各地區(qū)還可以進(jìn)一步合理提高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度，以更大程度地獲取OFDI逆向技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。

(六) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 更換知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

借鑒史宇鵬和顧全林[28]的做法，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)采用專利侵權(quán)糾紛累計(jì)結(jié)案數(shù)除以專利侵權(quán)糾紛累計(jì)立案數(shù)衡量。

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(二)

由表7的估計(jì)結(jié)果可知，核心變量與表4的估計(jì)結(jié)果基本一致，表明在不同的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平下OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新能力影響的實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

2. 更換空間計(jì)量模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到隨機(jī)誤差項(xiàng)也可能會存在空間溢出效應(yīng)，為此進(jìn)一步對三種空間權(quán)重矩陣下空間誤差模型(SEM)進(jìn)行估計(jì)。

由表8的估計(jì)結(jié)果來看，三種不同空間權(quán)重矩陣下的空間滯后模型估計(jì)結(jié)果與表5的估計(jì)結(jié)果基本一致，說明基準(zhǔn)模型表5的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、 結(jié)論與政策建議

本文基于修改的內(nèi)生增長模型，分析了OFDI逆向技術(shù)溢出與自主創(chuàng)新的非線性作用機(jī)制，并采用2003—2015年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)，在實(shí)證檢驗(yàn)了自主創(chuàng)新的空間相關(guān)性與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的門檻效應(yīng)后，進(jìn)一步構(gòu)建空間門檻計(jì)量模型分析了不同知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平下OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新能力的影響。

(一) 結(jié)論

由于空間鄰接矩陣、經(jīng)濟(jì)地理矩陣與地理距離矩陣下自主創(chuàng)新空間自相關(guān)檢驗(yàn)的Moran 指數(shù)均大于0，而且總體上顯著，表明中國自主創(chuàng)新存在正向的空間趨同效應(yīng)，同時(shí)檢驗(yàn)到知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的雙重門檻效應(yīng)。為此構(gòu)建空間門檻模型研究OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新的影響，研究結(jié)論表明：在不同知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平下OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域自主創(chuàng)新的影響存在雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度小于第一門檻值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新能力有一定的抑制作用，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度處在第一門檻值與第二門檻值之間時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新能力有促進(jìn)作用，但是促進(jìn)效果并不明顯；只有當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度跨過第二門檻值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對自主創(chuàng)新有明顯的促進(jìn)作用。進(jìn)一步研究表明東部沿海省份的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平整體較高。最后采用專利侵權(quán)累計(jì)的結(jié)案數(shù)與立案數(shù)之比作為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的替代變量做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明OFDI逆向技術(shù)溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

(二) 政策建議

1. 要緊緊抓住“一帶一路”倡議深入推進(jìn)的黃金機(jī)遇期。積極鼓勵、引導(dǎo)國際競爭力較強(qiáng)的企業(yè)開展對外直接投資活動，在擴(kuò)大對外直接投資規(guī)模的同時(shí)，更要注重改善對外直接投資結(jié)構(gòu)，重點(diǎn)支持技術(shù)尋求型對外直接投資，尤其要加大對歐美技術(shù)發(fā)達(dá)國家(地區(qū))的投資力度，獲取更高質(zhì)量的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)本地區(qū)的自主創(chuàng)新能力提升。

2. 在現(xiàn)有的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)約束下，對外直接投資顯著地促進(jìn)自主創(chuàng)新能力提升。因此，從提升自主創(chuàng)新能力來看，要適時(shí)動態(tài)調(diào)整知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度，尤其要努力提高中西部省份的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度，在促進(jìn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的同時(shí)，更大程度地通過對外直接投資提升區(qū)域自主創(chuàng)新能力。

3. 針對我國知識產(chǎn)品保護(hù)強(qiáng)度存在較大的區(qū)域差異，要發(fā)揮好知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的空間正向外部效應(yīng)，在促進(jìn)本地區(qū)創(chuàng)新能力提升的同時(shí)，使其在更深層次、更大的空間上對鄰近省份的自主創(chuàng)新能力也有促進(jìn)作用，推進(jìn)我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度協(xié)調(diào)發(fā)展。