王雪莉 安同信

摘? ?要：本文基于2006—2018年長江經(jīng)濟(jì)帶的省際面板數(shù)據(jù)，在利用基準(zhǔn)回歸模型檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)作用的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了門檻面板模型，檢驗(yàn)不同經(jīng)濟(jì)開放度下OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)我國技術(shù)創(chuàng)新的影響。實(shí)證結(jié)果表明，衡量經(jīng)濟(jì)開放度的三個(gè)指標(biāo)中，研發(fā)強(qiáng)度和技術(shù)差距均存在單一門檻作用，并且對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出起到明顯地促進(jìn)作用;而市場(chǎng)開放度則存在雙重門檻，呈現(xiàn)出先促進(jìn)再阻礙而后又促進(jìn)的過程。最后，結(jié)合長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)的發(fā)展實(shí)際，提出了利用OFDI促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的措施建議，以期為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

關(guān)鍵詞：OFDI;逆向技術(shù)溢出;技術(shù)創(chuàng)新;門檻效應(yīng);經(jīng)濟(jì)開放度

中圖分類號(hào)：F830? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2021）03-0030-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.03.005

一、引言

轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、推進(jìn)集約型經(jīng)濟(jì)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本，而集約型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵是技術(shù)的創(chuàng)新。如今，技術(shù)創(chuàng)新水平的高低已經(jīng)成為衡量國家綜合實(shí)力強(qiáng)弱的重要標(biāo)準(zhǔn)。技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新不僅能促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，而且極大地提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率。近年來，我國積極推行創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，研發(fā)經(jīng)費(fèi)由2006年的567.3億元增長到2018年的19677.9億元，12年內(nèi)支出增加33.7倍。與此同時(shí)，隨著商務(wù)部簡(jiǎn)化對(duì)外直接投資（OFDI），我國的對(duì)外直接投資流量從2003年的28.5億美元增長至2018年的1430.4億美元，年增長率高達(dá)30.09%。2018年底，我國OFDI存量為19822.7億美元，位居全球第三。那么OFDI活動(dòng)是否存在逆向技術(shù)溢出效應(yīng)？是否顯著促進(jìn)了我國的技術(shù)進(jìn)步？通過哪些機(jī)制提高了我國的技術(shù)創(chuàng)新水平？長江經(jīng)濟(jì)帶作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要區(qū)域，其對(duì)外直接投資是否有效促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新？實(shí)證分析長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI的技術(shù)溢出狀況，不僅能為當(dāng)?shù)靥峁┫鄳?yīng)的措施建議，也為其他地區(qū)發(fā)展OFDI提供有益的參考，對(duì)我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

通過對(duì)既有研究文獻(xiàn)進(jìn)行整理發(fā)現(xiàn)，目前學(xué)術(shù)界對(duì)OFDI活動(dòng)能否促進(jìn)母國的技術(shù)創(chuàng)新的觀點(diǎn)主要有三個(gè)方面。

（一）OFDI逆向技術(shù)溢出顯著提高了母國的技術(shù)創(chuàng)新水平

部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出顯著促進(jìn)母國的技術(shù)創(chuàng)新水平，如國外學(xué)者Kogut 和 Chang（1991）[1]、Annma等（2005）[2]、Baldwin和Henrik（2005）[3]研究本國對(duì)單一發(fā)達(dá)國家的對(duì)外直接投資，發(fā)現(xiàn)其OFDI逆向技術(shù)溢出顯著提高了本國的勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新;譚賽（2019）[4]對(duì)“一帶一路”沿線國家進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)我國的技術(shù)創(chuàng)新有顯著促進(jìn)作用。部分學(xué)者研究OFDI逆向技術(shù)溢出影響的區(qū)域異質(zhì)性，如國內(nèi)學(xué)者闞大學(xué)（2010）[5]、符磊（2015）[6]和沙文兵（2012）[7]利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，逆向技術(shù)溢出是存在的，東中西部在吸收能力上存在明顯差異。另外，賈妮莎等（2020）[8]從企業(yè)層面研究發(fā)現(xiàn)不同投資動(dòng)機(jī)的逆向技術(shù)溢出有明顯差異，其中技術(shù)尋求型的對(duì)外直接投資會(huì)顯著提高國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平;李娟等（2017）[9]采集2003—2012年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出整體對(duì)我國的技術(shù)進(jìn)步有促進(jìn)作用，并且往期OFDI和新增OFDI獲得的國外研發(fā)資本均對(duì)我國的技術(shù)創(chuàng)新能力有提升作用。

（二）OFDI逆向技術(shù)溢出沒有促進(jìn)母國的技術(shù)創(chuàng)新，甚至出現(xiàn)明顯負(fù)向作用

部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出的促進(jìn)作用十分微弱，如Love（2003）[10]對(duì)OECD國家的研究表明，OFDI并未對(duì)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生作用;國內(nèi)學(xué)者白潔（2009）[11]、劉美玲和黃文軍（2015）[12]運(yùn)用L-P模型對(duì)省級(jí)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，逆向技術(shù)溢出能夠?qū)θ厣a(chǎn)率產(chǎn)生積極影響，但不顯著;劉偉全（2011）[13]從技術(shù)創(chuàng)新的視角研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資對(duì)我國的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)并不明顯。此外，Bitzer和Kerekes（2008）[14]利用國家面板數(shù)據(jù)研究表明OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)于非G7國家甚至存在抑制作用;楊浩和孫建（2019）[15]從技術(shù)進(jìn)步角度分析發(fā)現(xiàn)，我國存在OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，相關(guān)作用效果不斷減弱。

（三）OFDI逆向技術(shù)溢出存在非線性關(guān)系

部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)吸收能力過低時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出沒有促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，如許曉芹等（2019）[16]、孔群喜等（2020）[17]、高瀟博等（2018）[18]、沙文兵和李瑩（2018）[19]、殷朝華等（2017）[20]利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，只有吸收能力達(dá)到一定的門檻值，OFDI逆向技術(shù)溢出才會(huì)表現(xiàn)出積極促進(jìn)。部分學(xué)者研究了OFDI逆向技術(shù)溢出的階段性影響，如邱麗萍和葉阿忠（2019）[21]以及杜龍政和林潤輝（2018）[22]實(shí)證分析結(jié)果顯示，OFDI逆向技術(shù)溢出在我國存在顯著的創(chuàng)新能力“雙門檻效應(yīng)”，在創(chuàng)新前、創(chuàng)新啟動(dòng)和創(chuàng)新加速三個(gè)階段，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有不同的提升效果。秦放鳴和張宇（2020）[23]研究發(fā)現(xiàn)OFDI逆向技術(shù)溢出和金融集聚均對(duì)區(qū)域創(chuàng)新具有顯著促進(jìn)作用，并用交互項(xiàng)證實(shí)非線性影響的存在。

從既有研究看，國內(nèi)外研究學(xué)者的實(shí)證分析基本局限在R&D溢出的理論框架，OFDI逆向技術(shù)溢出的影響因素也存在于特定模型檢驗(yàn)和分組檢驗(yàn)，或者構(gòu)造交互項(xiàng)變量進(jìn)行實(shí)證分析。交互項(xiàng)檢驗(yàn)帶有很強(qiáng)的主觀判斷，變量的處理具有局限性;除此之外，技術(shù)創(chuàng)新的指標(biāo)選取模糊，大多以吸收能力作為門檻研究。本文利用2006—2018年長三角經(jīng)濟(jì)帶省際面板數(shù)據(jù)，探究OFDI逆向溢出效應(yīng)及檢驗(yàn)?zāi)嫦蛞绯鲋懈髯兞康拈T檻值。相較既往文獻(xiàn)，本文可能有以下邊際貢獻(xiàn)：第一，避開全要素生產(chǎn)率的切入點(diǎn)，選取創(chuàng)新活動(dòng)來衡量技術(shù)創(chuàng)新，相較于全要素生產(chǎn)率衡量的技術(shù)創(chuàng)新變化幅度，能更直觀地反映當(dāng)期技術(shù)創(chuàng)新水平。第二，本文選取經(jīng)濟(jì)開放度作為門檻變量，較吸收能力指標(biāo)更加全面。經(jīng)濟(jì)開放度是逆向技術(shù)外溢的基礎(chǔ)，也是外溢深化的有利條件。以往文獻(xiàn)采用吸收能力來衡量技術(shù)能否產(chǎn)生逆向外溢，且已證明我國具有吸收能力，在此基礎(chǔ)上，選取經(jīng)濟(jì)開放度作為促進(jìn)逆向技術(shù)溢出效用最大化的重要條件。

三、OFDI逆向技術(shù)溢出促進(jìn)母國技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制

OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)母國經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要，如何影響母國的技術(shù)創(chuàng)新是當(dāng)今的研究焦點(diǎn)。本文主要從企業(yè)、產(chǎn)業(yè)兩個(gè)層面分析OFDI逆向技術(shù)溢出的作用機(jī)制（趙宸宇和李雪松，2017;姚戰(zhàn)琪，2017;楊志明，2020;汪麗娟，2019;喬敏健和馬文秀，2020;葛堯，2019）[24-29]。

（一）企業(yè)層面逆向技術(shù)溢出的作用機(jī)制

一是研發(fā)費(fèi)用分?jǐn)倷C(jī)制，一國企業(yè)以合資、聯(lián)盟、并購等方式進(jìn)入東道國，整合國外資源或共建研發(fā)中心，降低的研發(fā)費(fèi)用可用于國內(nèi)技術(shù)開發(fā);二是外圍研發(fā)剝離機(jī)制和收益反饋機(jī)制，母國通過轉(zhuǎn)移非核心技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)，將人力、財(cái)力和物力集中用于核心技術(shù)的研發(fā)，同時(shí)將國外市場(chǎng)上獲得的收益匯回母國，直接支持母國的技術(shù)研發(fā);三是人才流動(dòng)機(jī)制，母國通過國際人才流動(dòng)獲得短期內(nèi)無法積累的人力資本。

（二）產(chǎn)業(yè)層面逆向技術(shù)溢出的作用機(jī)制

一是模仿與競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，通過對(duì)非核心技術(shù)產(chǎn)品貿(mào)易方式的模仿來加大產(chǎn)品的生產(chǎn)，同時(shí)通過競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制來促進(jìn)核心技術(shù)創(chuàng)新;二是上下游企業(yè)關(guān)聯(lián)機(jī)制，中間產(chǎn)品的技術(shù)外溢和下游企業(yè)的反饋能不斷促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新;三是終端消費(fèi)者反饋機(jī)制，東道國消費(fèi)者的反饋能促進(jìn)投資國不斷改進(jìn)消費(fèi)品的性能，從而取得技術(shù)進(jìn)步。

四、模型構(gòu)建與變量選取

（一）基準(zhǔn)回歸模型

L-P模型是國際公認(rèn)的衡量逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的模型。本文在其基礎(chǔ)上設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型，來驗(yàn)證OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)是否存在。

其中Inno代表技術(shù)創(chuàng)新能力，Sofdi代表對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出量，gdp代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，hr代表人力資本，ms代表市場(chǎng)化程度，ε代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i代表省份，t代表年份。

（二）門檻面板回歸模型

對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出可能對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生非線性的影響，為了更好地描述上述關(guān)系，本文借鑒Hansen的靜態(tài)門檻面板模型，加入經(jīng)濟(jì)開放程度為門檻變量，構(gòu)建如下門檻面板模型。

上式中q代表門檻變量（市場(chǎng)開放程度、技術(shù)差距存量、研發(fā)強(qiáng)度）。I（·）代表具體的門檻條件，c和c'為具體的門檻值，當(dāng)門檻條件滿足時(shí)，I為1，否則I為0。其中門檻值的搜索用Bootstrap的網(wǎng)格搜索法進(jìn)行。

（三）變量選取與測(cè)算

1. 被解釋變量（技術(shù)創(chuàng)新能力）。發(fā)明專利受理量代表新技術(shù)的產(chǎn)生量，是衡量創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)，本文用長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)歷年發(fā)明專利申請(qǐng)受理量代表技術(shù)創(chuàng)新能力。

2. 核心解釋變量。本文用通過OFDI獲得的國外R&D資本來衡量OFDI逆向技術(shù)溢出量，計(jì)算公式如下：

其中，[OFDIit]為i省t時(shí)期對(duì)外直接投資存量;[Yjt]為j國t時(shí)期的GDP;[Sjt]為j國家t時(shí)期的R&D資本存量，其計(jì)算公式為[Sjt=（1-δ）Sjt-1+RDjt]，[Sjt-1]為j省t-1時(shí)期的R&D資本存量，[RDjt]為以2006年為基期用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)折算的數(shù)據(jù)，[Sj2006=RDj2006/（g+δ）]，

其中[δ]取5%，g為2006—2018年j國的研發(fā)支出平均增長率。

3. 門檻變量。本文的門檻變量是經(jīng)濟(jì)開放度，用市場(chǎng)開放程度、技術(shù)差距、研發(fā)強(qiáng)度三個(gè)指標(biāo)來衡量。（1）市場(chǎng)開放程度。采用外貿(mào)依存度來衡量，即國內(nèi)進(jìn)出口總額與GDP的比值。（2）技術(shù)差距。采用國內(nèi)i省t時(shí)期的勞動(dòng)生產(chǎn)率與國外t時(shí)期平均勞動(dòng)生產(chǎn)率的比值來衡量，其中勞動(dòng)生產(chǎn)率=GDP/就業(yè)總?cè)藬?shù)。（3）研發(fā)強(qiáng)度。采用i省t時(shí)期研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出在GDP中所占的比重衡量。

4. 控制變量。（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。采用i省t時(shí)期GDP衡量。（2）人力資本。采用平均受教育年限衡量，其計(jì)算公式為hr=小學(xué)[×]6+初中[×]9+高中[×]12+大專及以上[×]16，其中“小學(xué)”指該省當(dāng)年最高學(xué)歷為小學(xué)學(xué)歷人數(shù)，其他類似。（3）市場(chǎng)化程度。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的活躍度是市場(chǎng)化程度的重要衡量指標(biāo)，本文用國有控股企業(yè)產(chǎn)值在GDP中所占比重來衡量市場(chǎng)化程度。

（四）數(shù)據(jù)來源及描述

本文的樣本區(qū)間為2006—2018年長江經(jīng)濟(jì)帶的九省二市，分別為重慶、四川、云南、貴州、湖北、湖南、江西、安徽、浙江、江蘇、上海。根據(jù)《中國對(duì)外直接投資公報(bào)》公布的我國對(duì)外直接投資主要流向，選取G7國家，即英國、美國、法國、意大利、加拿大、德國、日本七個(gè)發(fā)達(dá)國家為研究對(duì)象。樣本數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國對(duì)外直接投資公報(bào)》《中國商務(wù)年鑒》《國際統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國國有資產(chǎn)監(jiān)督管理年鑒》、世界銀行數(shù)據(jù)庫、IMF數(shù)據(jù)庫及中國統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

五、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

為了更好地分析長江經(jīng)濟(jì)帶各省市OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)其技術(shù)創(chuàng)新的影響狀況，本文采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。先用單位根檢驗(yàn)各個(gè)變量是否平穩(wěn)，以判斷模型設(shè)定的準(zhǔn)確性，表2是單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。單位根檢驗(yàn)顯示，選取的變量都是平穩(wěn)的。進(jìn)而使用Kao檢驗(yàn)驗(yàn)證模型是否存在偽回歸，Kao檢驗(yàn)的p值為0.00，顯著拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，說明各個(gè)變量之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文利用stata15.0進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量下的P值為0.0000，拒絕原假設(shè)，而Hausman檢驗(yàn)的P值為0.0748，接受原假設(shè)，故使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。表3是基準(zhǔn)回歸結(jié)果，從R2的值和Wald檢驗(yàn)值可以看出基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是可靠的，隨機(jī)效應(yīng)回歸結(jié)果中對(duì)外直接投資技術(shù)溢出的估計(jì)系數(shù)均為正，基本上都顯著，說明對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出對(duì)我國的技術(shù)創(chuàng)新有著明顯的促進(jìn)作用。這與國內(nèi)學(xué)者闞大學(xué)（ 2010）[7] 、沙文兵（2012）[8] 等的研究結(jié)論相同。此外，這也與我國的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略相吻合，在此驅(qū)動(dòng)下，我國近年來的投資大多是以技術(shù)尋求為目的。

（三）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表4的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，技術(shù)差距及研發(fā)強(qiáng)度均存在單一門檻，市場(chǎng)開放度存在雙重門檻。具體的門檻值和置信區(qū)間見表5。

（四）面板門檻回歸結(jié)果

面板門限回歸結(jié)果見表6，分區(qū)域的門檻特征值的比較結(jié)果見表7?；貧w結(jié)果顯示，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著，當(dāng)特征變量跨越門檻值時(shí)，促進(jìn)作用更加明顯。

表6的第（1）列表示技術(shù)差距門檻變量在OFDI逆向技術(shù)溢出中所起的作用。當(dāng)技術(shù)差距未跨越門檻值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出的估計(jì)系數(shù)為0.0697，并且顯著;隨著技術(shù)差距的提高，超過門檻值1.2022時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出的估計(jì)系數(shù)提高為0.110且在10%的水平上顯著，說明超過門檻值時(shí)，技術(shù)差距更好地促進(jìn)了技術(shù)創(chuàng)新。其原因在于，技術(shù)水平處于低端時(shí)，主要依靠模仿效應(yīng);隨著技術(shù)差距的不斷縮小，通過競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)可更好地吸收先進(jìn)技術(shù)。由表7可知，直到2018年，只有上?？缭搅思夹g(shù)差距的門檻值，其原因在于，上海是我國重要的經(jīng)濟(jì)中心和高新技術(shù)創(chuàng)新基地，原始資本積累豐富，勞動(dòng)生產(chǎn)率提高較快。

表6的第（2）列代表研發(fā)強(qiáng)度門檻變量在OFDI逆向技術(shù)溢出中所起的作用。當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度未跨越門檻值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出的估計(jì)系數(shù)為0.0477，并不顯著，此時(shí)技術(shù)進(jìn)步并沒有獲益于OFDI逆向技術(shù)溢出;當(dāng)研發(fā)強(qiáng)度超過門檻值2.0900時(shí)，估計(jì)系數(shù)提高為0.143，并且在5%的水平上顯著。核心技術(shù)主要由國內(nèi)自主研發(fā)，因此研發(fā)強(qiáng)度在新技術(shù)產(chǎn)生中起到至關(guān)重要的作用。近年來我國十分重視科技創(chuàng)新，實(shí)質(zhì)上加強(qiáng)了競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，較快地提高了技術(shù)創(chuàng)新水平。表7的比較結(jié)果顯示，2006年，長江下游的浙江、江蘇、上海三個(gè)發(fā)達(dá)省市，長江上游的四川以及長江中游的湖北跨越第一門檻值，其余省市的研發(fā)強(qiáng)度均沒有達(dá)到2.09;經(jīng)過6年的發(fā)展，到2012年，重慶和湖南的研發(fā)強(qiáng)度也快速提高，跨越了第一門檻值;到2018年，長三角經(jīng)濟(jì)帶有9個(gè)省市超過2.09這一門檻，分別是重慶、四川、湖北、湖南、江西、安徽、浙江、江蘇和上海。研發(fā)強(qiáng)度高的地區(qū)集中在長江中下游，這與該地區(qū)豐厚的資本積累以及良好的發(fā)展條件是分不開的。

表6的第（3）列表示市場(chǎng)開放度門檻變量在OFDI逆向技術(shù)溢出中所起的作用。當(dāng)市場(chǎng)開放度逐漸超過第一門檻值時(shí)，估計(jì)系數(shù)從0.113降低到0.0502，并且顯著，原因可能在于市場(chǎng)開放度的不斷提高雖然使經(jīng)濟(jì)開放度不斷提升，促進(jìn)了國際間的交流與合作，但是，在一定范圍內(nèi)加強(qiáng)了國際競(jìng)爭(zhēng)和國際貿(mào)易摩擦，各國在短期內(nèi)實(shí)行技術(shù)封鎖，阻礙了OFDI逆向技術(shù)溢出;當(dāng)市場(chǎng)開放度超過0.50時(shí)，估計(jì)系數(shù)提高為0.152且在5%的水平上顯著，這是因?yàn)殡S著市場(chǎng)開放度的不斷提高，高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)出口以及先進(jìn)人才的流動(dòng)使OFDI逆向技術(shù)溢出的作用更加明顯。表7的區(qū)域分析情況顯示，2006年長江經(jīng)濟(jì)帶所有省份的市場(chǎng)開放度均處在0.4344之下，說明當(dāng)時(shí)我國的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展相對(duì)落后;2012年，浙江、江蘇和上海的市場(chǎng)開放度不斷提高，并且超過第二門檻值;2018年，重慶、湖北和江西發(fā)展較為迅速，均超過第一門檻值，其中重慶、湖北兩地也都跨越第二門檻值。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文參考冉啟英等（2019）[30]的研究，將主解釋變量與門檻變量的交互項(xiàng)（tg[×]lnSofdi、rdp[×]lnSofdi、open[×]lnofdi）引入模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其中F檢驗(yàn)結(jié)果顯著拒絕了原假設(shè)，tg[×]lnSofdi、rdp[×]lnSofdi的Hausman檢驗(yàn)P值為0.8612、0.3412，采用隨機(jī)效應(yīng)模型;open[×]lnSofdi的Hausman檢驗(yàn)P值是0.0431，采用固定效應(yīng)模型。

表8的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)開放度特征指標(biāo)下的市場(chǎng)開放度、研發(fā)強(qiáng)度、技術(shù)差距是影響OFDI逆向技術(shù)溢出的關(guān)鍵因素，并且對(duì)技術(shù)創(chuàng)新起到明顯地促進(jìn)作用，這與前文的實(shí)證分析結(jié)論一致，證明了模型的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與措施建議

（一）主要結(jié)論

本文構(gòu)建L-P靜態(tài)面板回歸模型，對(duì)2006—2018年長江經(jīng)濟(jì)帶的11個(gè)省市數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)其技術(shù)創(chuàng)新水平有促進(jìn)作用。門檻回歸結(jié)果顯示，技術(shù)差距和研發(fā)強(qiáng)度存在單一門檻效應(yīng)，只有這些門檻變量處于較高水平時(shí)，才會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)顯著的促進(jìn)作用;而市場(chǎng)開放度存在雙重門檻，對(duì)逆向技術(shù)外溢的影響呈現(xiàn)“N形”促進(jìn)。除下游地區(qū)外，長江經(jīng)濟(jì)帶大部分地區(qū)OFDI逆向技術(shù)外溢對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用仍存在較大的提升空間。

（二）措施建議

結(jié)合前文的實(shí)證研究，本文提出以下措施建議：

首先，長江上游是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的地區(qū)，勞動(dòng)生產(chǎn)率較低，發(fā)展OFDI的能力相對(duì)較弱，應(yīng)努力發(fā)展教育，重視專業(yè)技能培訓(xùn)，提升高技能人才比例，建立完善的人才引進(jìn)制度和人才流動(dòng)機(jī)制，在加速人力資本積累的同時(shí)，積極吸收下游地區(qū)的技術(shù)溢出，不斷提高自身技術(shù)研發(fā)能力。

其次，長江中游省市地處我國的內(nèi)陸地區(qū)，提高對(duì)外開放度更易促進(jìn)其對(duì)逆向技術(shù)溢出的吸收利用，因此，政府應(yīng)通過制定貿(mào)易優(yōu)惠政策、優(yōu)化通關(guān)流程來促進(jìn)本地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展;通過制定完善的專利產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，提高專利的創(chuàng)新收益來激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新;通過完善金融財(cái)政政策，為企業(yè)營造良好的金融環(huán)境，保證對(duì)外直接投資的順利進(jìn)行，積極發(fā)展技術(shù)尋求型OFDI來促進(jìn)本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新;完善人才流動(dòng)機(jī)制，提高高素質(zhì)人口所占比重，避免人力資源的錯(cuò)配，以幫助企業(yè)提高研究成果轉(zhuǎn)化。

再次，長江下游省市地處沿海地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，對(duì)外開放度、研發(fā)強(qiáng)度、技術(shù)差距均位居前列，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)其技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用較為明顯。因此，政府需要減少市場(chǎng)干預(yù)，進(jìn)一步深化市場(chǎng)經(jīng)濟(jì);大力發(fā)展技術(shù)獲取型OFDI，不斷促進(jìn)國際交流與合作，引進(jìn)國際人才;提高技術(shù)需求和供給的銜接度，根據(jù)市場(chǎng)變化不斷調(diào)整對(duì)外投資結(jié)構(gòu)，合理配置投資區(qū)域，積極接近國際前沿技術(shù);促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研融合，加大高新技術(shù)領(lǐng)域的研發(fā)支出，做到內(nèi)外聯(lián)動(dòng)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。

最后，長江上中下游省市貫穿我國的東中西部，也是我國東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的縮影，能為全國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供參考。其他地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)體制改革，積極采取差異化發(fā)展戰(zhàn)略，不斷優(yōu)化市場(chǎng)環(huán)境，持續(xù)增加教育和科研投資，在努力提高自身技術(shù)創(chuàng)新能力的同時(shí)，加大對(duì)外開放力度，鼓勵(lì)企業(yè)利用OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)提升自身的技術(shù)創(chuàng)新水平。

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