杜晨妍，陳 敏

（東北師范大學經(jīng)濟與管理學院，吉林長春 130117）

2021 年全國科技工作會議上提出，我國目前正處于把中國建設(shè)成為創(chuàng)新型國家的最后階段，把創(chuàng)新放在工作的首位刻不容緩。創(chuàng)新的衡量主要包括創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩類。根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）公布的《2020 年全球創(chuàng)新指數(shù)報告》，中國創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)在全球所有經(jīng)濟體中排名第六，而創(chuàng)新投入指數(shù)排名第二十六［1］。也就是說，與創(chuàng)新產(chǎn)出相比，我國研發(fā)投入不足是影響我國成為創(chuàng)新大國的重要因素。中國創(chuàng)新質(zhì)量在中等偏上收入經(jīng)濟體中排名第一，但與高收入經(jīng)濟體之間的差距明顯，這說明我國創(chuàng)新質(zhì)量不高是制約我國成為創(chuàng)新強國的關(guān)鍵因素。因此，增加創(chuàng)新投入并提高創(chuàng)新質(zhì)量是當前工作的重要著力點。然而，近年來，國際貿(mào)易摩擦加劇，貿(mào)易爭端頻繁，這使得多邊自由貿(mào)易和投資的規(guī)則受到嚴重的破壞，也使得國家間的自由貿(mào)易和投資環(huán)境受到一定程度的破壞。在這種背景下，中國能否通過技術(shù)溢出方式提高技術(shù)創(chuàng)新水平這一問題亟待解決。通過對這一問題的研究可以為未來投資貿(mào)易提供方向，具有重要的現(xiàn)實意義與參考價值。

1 研究進展與綜述

俞立平等［2］認為創(chuàng)新能夠基于創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度視角開展相關(guān)研究。創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量分別代表著創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新水平。其中，創(chuàng)新質(zhì)量的衡量標準有很多，比如創(chuàng)新程度就能較好地代表創(chuàng)新的層次［3］。因此，創(chuàng)新數(shù)量越大越能擴大我國技術(shù)的規(guī)模，創(chuàng)新質(zhì)量越高越能提高我國技術(shù)的層次。根據(jù)目前國內(nèi)外相關(guān)研究可知，國際上統(tǒng)一認可的技術(shù)創(chuàng)新溢出的主要因素包括對外直接投資(ODI)、外商直接投資(FDI)和進出口貿(mào)易這四大類。關(guān)于對外直接投資，劉偉全［4］認為對外直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出水平影響不明顯。劉宏等［5］則認為對外直接投資對我國創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著的促進作用。從上述文獻中可以得出，對外直接投資在創(chuàng)新產(chǎn)出指標上的作用暫時沒有統(tǒng)一的結(jié)論。趙宸宇等［6］認為對外直接投資不但有助于提高創(chuàng)新水平，而且其對專利數(shù)量也有正向作用。狄振鵬等［7］認為對外直接投資對自主創(chuàng)新技術(shù)溢出的促進作用大于模仿創(chuàng)新。這可以得出，對外直接投資在創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度方面的正面效果明顯。概括來講，對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響得到廣泛的研究，且其對創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個維度均存在明顯的積極效應(yīng)；但對外直接投資對創(chuàng)新投入指標的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度的影響還需要深入地探究。關(guān)于出口貿(mào)易，鄒武鷹等［8］使用專利申請受理數(shù)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標，研究結(jié)果是出口貿(mào)易促進創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。李兵等［9］也從創(chuàng)新產(chǎn)出角度考慮技術(shù)創(chuàng)新，得出的結(jié)論是出口貿(mào)易能夠增加發(fā)明專利的數(shù)量，若將三種類型專利綜合起來考慮，那么總體上也可以增加專利的數(shù)量。童偉偉［10］從創(chuàng)新投入角度衡量技術(shù)創(chuàng)新的水平，發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易力度越大越有利于創(chuàng)新投入。徐潔香等［11］也基于創(chuàng)新投入角度考慮高技術(shù)行業(yè)的創(chuàng)新，研究得出出口增加了自主創(chuàng)新投入和技術(shù)引進投入。吳朝陽等［12］分別用專利授權(quán)數(shù)和企業(yè)研發(fā)經(jīng)費度量創(chuàng)新數(shù)量，研究發(fā)現(xiàn)總體上出口對創(chuàng)新數(shù)量有正向作用。王奇珍等［13］認為出口貿(mào)易技術(shù)溢出對創(chuàng)新產(chǎn)出有較強的刺激效果?？偟膩砜?，出口貿(mào)易對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個維度的影響都得到普遍的研究，且?guī)缀跛薪Y(jié)果都支持積極的出口溢出效應(yīng)的存在這個結(jié)論。關(guān)于外商直接投資，僅閆金秋等［14］認為外商直接投資能增加發(fā)明專利和其他類型專利的數(shù)量。關(guān)于進口貿(mào)易，毛其淋［15］在研究進口貿(mào)易這一技術(shù)溢出方式對創(chuàng)新的影響時發(fā)現(xiàn)了地區(qū)間差異明顯。何歡浪等［16］認為只有在貿(mào)易自由化的條件下進口貿(mào)易才有利于擴大創(chuàng)新產(chǎn)出的規(guī)模并提高專利的層次。張杰［17］研究發(fā)現(xiàn)資本品和中間品的進口對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響結(jié)果不同；資本品的進口往往會使得創(chuàng)新產(chǎn)出增加，而中間品的進口會導致創(chuàng)新產(chǎn)出減少。目前來看，進口貿(mào)易的創(chuàng)新效應(yīng)的相關(guān)研究相對較少，且其結(jié)果受到一定條件的約束。

總體上，筆者認為，現(xiàn)有研究還存在以下幾個方面的不足：（1）對外直接投資和外商直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個維度的影響得到廣泛研究，且出口貿(mào)易分別對創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度的影響也得到廣泛研究，但對外直接投資對創(chuàng)新投入的影響研究以及外商直接投資對創(chuàng)新投入的影響研究較少，此外，進口貿(mào)易對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個維度的影響研究也比較缺乏；（2）大多數(shù)研究僅用創(chuàng)新產(chǎn)出指標衡量技術(shù)創(chuàng)新水平，而忽視了創(chuàng)新投入也會影響技術(shù)創(chuàng)新的水平；（3）大多數(shù)的研究集中于全國層面，而缺少對區(qū)域異質(zhì)性的考慮；（4）大多數(shù)的研究僅考慮單個技術(shù)溢出渠道的影響效應(yīng)，而沒有綜合考慮多個技術(shù)溢出渠道的影響效應(yīng)。綜上，為防止非隨機性誤差的產(chǎn)生，并解決現(xiàn)有研究的缺陷，本文將綜合考慮四種技術(shù)溢出渠道對全國和各地區(qū)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度的影響。這一研究能為我國未來進行投資貿(mào)易指明方向，同時也能為未來制定和落實相關(guān)政策、提高技術(shù)創(chuàng)新水平給予相關(guān)理論指導。

2 模型構(gòu)建、變量及數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

根據(jù)國際現(xiàn)有的R&D 溢出模型可知，技術(shù)溢出的方式主要有四種，分別是ODI、FDI、出口貿(mào)易和進口貿(mào)易。在已有研究中，技術(shù)溢出生產(chǎn)函數(shù)通常設(shè)定為柯布-道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)或超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。雖然超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)在擬合數(shù)據(jù)方面的優(yōu)勢十分明顯，又能說明解釋變量與被解釋變量之間的交互作用，但本文解釋變量的個數(shù)較多，解釋變量的交叉項個數(shù)也很多，整個模型的形式會非常復雜，不利于估計。為更加方便地分析模型和對比模型結(jié)果，本文擬使用C-D 型生產(chǎn)函數(shù)：

在（1）式中，Yi,t指i省份第t年的創(chuàng)新水平，A(t)為綜合技術(shù)水平，ODIi,t指i省份第t年的對外直接投資額，F(xiàn)DIi,t指i省份第t年的外商直接投資額，Exporti,t指i省份第t年的出口貿(mào)易額，Importi,t指i省份第t年的進口貿(mào)易額。α、β、γ、η分別表示對外直接投資、外商直接投資、出口貿(mào)易以及進口貿(mào)易的技術(shù)創(chuàng)新彈性系數(shù)。

為了不改變原始數(shù)據(jù)的性質(zhì)和相關(guān)性關(guān)系，并且能夠非常清楚地顯示四個主要變量的彈性系數(shù)關(guān)系，最常用的處理方式就是在函數(shù)的左邊和右邊同時取對數(shù)，這在一定程度上削弱了共線性關(guān)系又能減小異方差。本文通過對（1）式進行上述操作后得到以下基準模型：

2.2 變量及數(shù)據(jù)來源

2.2.1 被解釋變量及數(shù)據(jù)來源

技術(shù)創(chuàng)新為被解釋變量，可以使用創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出兩類指標進行衡量。劉小玲等［18］在對創(chuàng)新測度進行梳理和分析時也證實了目前創(chuàng)新指標通常包括創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩大類。由于創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出是一組較為寬泛的概念，為了更深入地刻畫這一對指標，通常情況下使用R&D 投入代替創(chuàng)新投入，并使用專利授權(quán)數(shù)代替創(chuàng)新產(chǎn)出。其中，R&D 投入一般用研發(fā)經(jīng)費支出表示，而研發(fā)經(jīng)費支出包括基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和試驗發(fā)展三類經(jīng)費支出(按活動類型劃分)；且專利授權(quán)數(shù)包括發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計三類專利授權(quán)數(shù)(根據(jù)專利的層次和技術(shù)含量劃分)。因此，本文使用研發(fā)經(jīng)費支出代表創(chuàng)新投入，并用專利授權(quán)數(shù)代表創(chuàng)新產(chǎn)出。董濤等［19］、谷麗等［20］、徐潔香等［21］、陳強遠等［22］均認為創(chuàng)新還應(yīng)該從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個維度進行細致研究。另外，基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出通?？梢苑从硣一虻貐^(qū)在原始創(chuàng)新上所做的努力，且發(fā)明專利授權(quán)數(shù)也可以反映出高層次的創(chuàng)新。因此，考慮到創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度，基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出可以代表創(chuàng)新投入的創(chuàng)新質(zhì)量，發(fā)明專利授權(quán)數(shù)也可以象征著創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新質(zhì)量。那么，研發(fā)經(jīng)費支出就代表創(chuàng)新投入的創(chuàng)新數(shù)量，專利授權(quán)數(shù)也就象征著創(chuàng)新產(chǎn)出的創(chuàng)新數(shù)量。R&D 經(jīng)費支出和基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出來源于2010—2019 年《國家統(tǒng)計局》，而各省份專利授權(quán)數(shù)和發(fā)明專利授權(quán)數(shù)來源于2010—2019 年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

2.2.2 解釋變量及數(shù)據(jù)來源

（1）對外直接投資。對外直接投資使用的是中國對外非金融類直接投資存量數(shù)據(jù)，來源于商務(wù)部公布的2010—2019 年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

（2）外商直接投資。外商直接投資使用的是實際使用的外商直接投資額數(shù)據(jù)，來源于2010—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省份商務(wù)廳（局）。

（3）出口貿(mào)易。出口貿(mào)易使用的是按照境內(nèi)目的地和貨源地劃分的貨物出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，來源于2010—2019 年《中國統(tǒng)計年鑒》。

（4）進口貿(mào)易。進口貿(mào)易使用的是按照境內(nèi)目的地和貨源地劃分的貨物進口貿(mào)易數(shù)據(jù)，來源于2010—2019 年《中國統(tǒng)計年鑒》。

因此，本文根據(jù)被解釋變量代表不同維度的創(chuàng)新投入指標分別構(gòu)建如下模型：

在（3）式中，lnExpenditurei,t指i省份第t年的研發(fā)經(jīng)費支出的對數(shù)。

在（4）式中，lnBasici,t指i省份第t年基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出的對數(shù)。

本文根據(jù)被解釋變量代表不同維度的創(chuàng)新產(chǎn)出指標分別構(gòu)建如下模型：

在（5）式中，lnPatenti,t指i省份第t年專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)。

在（6）式中，lnInventioni,t指i省份第t年發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)。

在（3）、（4）、（5）、（6）式 中，lnODIi,t指i省份第t年的對外直接投資額的對數(shù)，lnFDIi,t指i省份第t年的外商直接投資額的對數(shù)，lnExporti,t指i省份第t年出口貿(mào)易額的對數(shù)，lnImporti,t指i省份第t年進口貿(mào)易額的對數(shù)。

各變量的統(tǒng)計性描述如表1 所示。

表1 各變量的統(tǒng)計性描述

事實上，技術(shù)創(chuàng)新存在明顯的區(qū)域差異性。于明超等［23］在對創(chuàng)新效率進行研究時也發(fā)現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性是重要的創(chuàng)新影響因素。為進一步從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量兩個維度研究四種技術(shù)溢出渠道對我國創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出影響的區(qū)域差異性，本文分別從全樣本、東部樣本、中部樣本和西部樣本視角進行實證研究1）。

3 實證分析

考慮到變量是否平穩(wěn)決定了模型回歸的合理性和結(jié)果估計的可靠性，為保證變量的穩(wěn)健性，本文主要采用同根LLC 和異根Fisher-ADF 這兩種代表性的檢驗方法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)果顯示所有變量在經(jīng)過一階差分后都平穩(wěn)。具體結(jié)果如表2所示。

由于面板序列具有較好的平穩(wěn)性，接下來可以繼續(xù)考慮模型的設(shè)定。根據(jù)當前已有的計量知識可知檢驗模型設(shè)定的主要方法是Hausman 檢驗。這種方法能夠確定模型是使用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)以得出比較貼切的回歸結(jié)果。所以，本文采用Hausman 檢驗來選擇固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)，這既能有效防止模型設(shè)置錯誤，又能減少模型估計的偏差。此外，雖然經(jīng)典面板數(shù)據(jù)模型的類型有很多，但Pool 模型和變系數(shù)模型若在本文中使用將沒有解釋能力，且缺少一定的現(xiàn)實意義。為能全面突顯地區(qū)之間存在的差異，本文選用變截距模型。

3.1 全樣本計量分析

表3 給出的是反映創(chuàng)新投入水平的全樣本回歸結(jié)果。從表3 可以看出，在Model1 至Model4 和Model5 至Model8 中，ODI 的系數(shù)都是正數(shù)且均在1%的水平下顯著。這表明對外直接投資作為國際技術(shù)溢出的一種方式，對我國的創(chuàng)新投入水平產(chǎn)生了積極影響，并能夠促進全國創(chuàng)新數(shù)量的增加及創(chuàng)新質(zhì)量的提高。從外商直接投資的回歸結(jié)果來看，其系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型Model2 至Model4 中全部為正且通過了5%的顯著性水平；但在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型Model6 至Model8 中系數(shù)均不顯著，且正負號不一致。這表明外商直接投資對我國創(chuàng)新投入的數(shù)量產(chǎn)生比較顯著的正向作用，但對我國創(chuàng)新投入的質(zhì)量影響不明顯。也就是說，外商直接投資對我國創(chuàng)新投入的質(zhì)量沒有產(chǎn)生明顯的正負向影響。這可能是因為自改革開放以來我國一直強調(diào)要對外開放，并提出了“走出去”戰(zhàn)略，這一舉措不斷吸引外商在中國直接投資?？梢园l(fā)現(xiàn)，我國引進的這些外商獨資企業(yè)僅僅使用我國廉價的勞動力和開闊的土地，進行辦廠生產(chǎn)一些低端制造業(yè)產(chǎn)品，這并沒有使用到他們國家相關(guān)的核心技術(shù)，也無法從我國獲取一些高端技術(shù)。從出口貿(mào)易的回歸結(jié)果來看，其系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型Model3 至Model4 中以及在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型Model7 至Model8 中全部為正，且均通過了1%的顯著性水平。這表明出口貿(mào)易明顯增加了我國創(chuàng)新投入的數(shù)量，也明顯提高了創(chuàng)新投入的質(zhì)量。從進口貿(mào)易的回歸結(jié)果來看，其系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型Model4中以及在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量Model8中雖然均為正，但均未通過顯著性水平的檢驗。這表明進口貿(mào)易并沒有給我國創(chuàng)新投入的數(shù)量和質(zhì)量帶來顯著的積極影響。這主要是因為國外由于受到貿(mào)易逆差的嚴重影響，使得近年來貿(mào)易保護主義逐漸盛行，并實施關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘政策以限制進口。這一政策使得我國無法進口一些高端技術(shù)產(chǎn)品，也無法獲取一些關(guān)鍵核心技術(shù)。

表3 創(chuàng)新投入的全樣本回歸結(jié)果

從以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型來看，比較ODI、FDI 和出口貿(mào)易系數(shù)的大小，得到出口貿(mào)易系數(shù)都大于ODI 系數(shù)更大于FDI 系數(shù)這個結(jié)論。顯然，出口貿(mào)易對創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響高于對外直接投資對創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響，而對外直接投資對創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響高于外商直接投資對創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響。從以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型來看，對比對外直接投資和出口貿(mào)易的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資的所有系數(shù)均大于出口貿(mào)易的所有系數(shù)。顯然，對外直接投資對創(chuàng)新投入的質(zhì)量的積極影響高于出口貿(mào)易對創(chuàng)新投入的質(zhì)量的積極影響。

表4 是以創(chuàng)新產(chǎn)出為技術(shù)創(chuàng)新衡量指標的全樣本回歸結(jié)果。從表4 可以發(fā)現(xiàn)，在Model1 至Model4和Model5 至Model8 中，ODI 的系數(shù)都是正數(shù)且均在高水平下顯著。這表明對外直接投資對我國創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量帶來了明顯的積極影響。在Model2至Model4 和Model6 至Model8 中，F(xiàn)DI 的系數(shù)在前者中為負且不顯著；而其在后者中為正，且除了在Model7 中不顯著外其余模型均在10%水平下顯著。這表明外商直接投資沒有明顯阻礙我國創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量的減少，而只是較弱地促進我國創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量的提高。這是因為大多數(shù)引進來的企業(yè)生產(chǎn)出的產(chǎn)品雖然可以在我國國內(nèi)市場上流通，但由于這些產(chǎn)品的技術(shù)含量不算太高，我國企業(yè)只能從生產(chǎn)這些產(chǎn)品中獲取一點靈感或只能對其中小部分產(chǎn)品進行發(fā)明創(chuàng)造和再創(chuàng)新。在Model3 至Model4 和Model7 至Model8 中，出口貿(mào)易的系數(shù)都是正數(shù)且顯著性水平非常高，這表明出口貿(mào)易對我國創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量都帶來正面結(jié)果。從進口貿(mào)易的回歸結(jié)果看，其系數(shù)在以專利授權(quán)數(shù)為因變量的回歸模型中為正且不顯著，而系數(shù)在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)為因變量的回歸模型中為負且不顯著。這表明進口貿(mào)易既沒有明顯促進我國創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的增加，也沒有明顯阻礙我國創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的下降。這是因為近年來貿(mào)易摩擦和貿(mào)易爭端頻繁，外國不斷加強技術(shù)封鎖戰(zhàn)略的實施，使得我國企業(yè)無法從進口的這些有限的高端技術(shù)產(chǎn)品和關(guān)鍵核心技術(shù)中獲得學習效應(yīng)，以生產(chǎn)出具有高技術(shù)含量的產(chǎn)品。

表4 創(chuàng)新產(chǎn)出的全樣本回歸結(jié)果

從以專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的回歸模型來看，對比對外直接投資和出口貿(mào)易的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資的系數(shù)都大于出口貿(mào)易的系數(shù)。顯然，對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極的影響高于出口貿(mào)易對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極的影響。從以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的回歸模型來看，對比對外直接投資和出口貿(mào)易的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易的所有系數(shù)均大于對外直接投資的所有系數(shù)。顯然，出口貿(mào)易對創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量的積極影響高于對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量的積極影響。

3.2 東部樣本計量分析

表5 給出的是反映創(chuàng)新投入水平的東部樣本回歸結(jié)果。從表中可得，ODI 的系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的Model1 至Model4 中以及在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的Model5 至Model8中全部為正，且均通過了1%的顯著性水平的檢驗。換言之，對外直接投資有助于提高創(chuàng)新投入水平，并能夠促進東部地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量的增加以及創(chuàng)新質(zhì)量的提高。從外商直接投資的回歸結(jié)果來看，其系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的Model2 至Model4中全部為正，而且除Model2 僅在10%的水平上顯著之外，其余模型均通過了1%的顯著性水平檢驗；但在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的Model6 至Model8 中系數(shù)均為負，而且除Model8 在10%的水平上顯著之外，其余模型均不顯著。這表明外商直接投資對東部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量產(chǎn)生顯著的正向作用，但對東部地區(qū)創(chuàng)新投入的質(zhì)量的負向作用不明顯。與全樣本類似，東部地區(qū)不斷引進外商進行直接投資。這些外商獨資企業(yè)使用東部地區(qū)的廉價的勞動力和豐富的土地資源辦廠生產(chǎn)，但沒有獲取到東部地區(qū)相關(guān)的核心技術(shù)。從出口貿(mào)易的回歸結(jié)果來看，其系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的Model3 至Model4 中全部為正且都通過了1%的顯著性水平，同時其系數(shù)在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的Model7 至Model8 中也全部為正并都通過了5%的顯著性水平。換句話說，出口貿(mào)易能明顯增加東部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量并相對提高創(chuàng)新投入的質(zhì)量。從進口貿(mào)易的回歸結(jié)果來看，其系數(shù)在以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的Model4 中以及在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的Model8 中雖然均為正，但均未通過顯著性水平的檢驗。這表明進口貿(mào)易并沒有給東部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量和質(zhì)量帶來顯著的積極影響。這是因為國際上貿(mào)易保護主義的盛行，使得東部地區(qū)無法進口一些高端技術(shù)產(chǎn)品，也無法獲取一些國外的關(guān)鍵核心技術(shù)。

表5 創(chuàng)新投入的東部樣本回歸結(jié)果

從以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型來看，比較ODI、FDI 和出口貿(mào)易系數(shù)的大小，得到出口貿(mào)易的系數(shù)都大于ODI 的系數(shù)更大于FDI 的系數(shù)這個結(jié)果。顯然，出口貿(mào)易對東部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響高于對外直接投資對東部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響，同時更加高于外商直接投資對東部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量的積極影響。從以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型來看，對比對外直接投資和出口貿(mào)易的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資的系數(shù)既有大于出口貿(mào)易的系數(shù)，又有小于出口貿(mào)易的系數(shù)。也就是說，兩者只有在一定的條件下才能區(qū)分影響效應(yīng)的大小。

表6 是以創(chuàng)新產(chǎn)出為技術(shù)創(chuàng)新衡量指標的東部樣本回歸結(jié)果。從表中可見，ODI 的系數(shù)在以專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的Model1 至Model4 中以及在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的Model5 至Model8中均為正且都通過了1%的顯著性水平。換言之，對外直接投資有助于提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平，并能夠促進東部地區(qū)創(chuàng)新數(shù)量的增加以及創(chuàng)新質(zhì)量的提高。從外商直接投資的回歸結(jié)果看，其系數(shù)在以專利授權(quán)數(shù)為因變量的Model2 至Model4 中均為負且不顯著，而系數(shù)在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)為因變量的Model6至Model8 中均不顯著，而且除Model8 的系數(shù)為負之外其余模型的系數(shù)均為正。這表明外商直接投資既沒有對東部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量起到明顯的負向作用，也沒有對東部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量起到明顯的正向作用。主要原因與全樣本相似，即東部地區(qū)的外商企業(yè)生產(chǎn)并流通于市場的產(chǎn)品技術(shù)含量不高，這使得東部地區(qū)的企業(yè)無法進行發(fā)明創(chuàng)造和再創(chuàng)新。從出口貿(mào)易的回歸結(jié)果看，其系數(shù)在以專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的Model3 至Model4 中以及在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的Model7 至Model8 中均為正，而且除了Model8 系數(shù)僅通過5%的顯著性水平之外其余模型均通過了1%的顯著性水平。這表明出口貿(mào)易對東部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量產(chǎn)生了十分明顯的促進作用，也對東部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量產(chǎn)生了非常明顯的積極影響。從進口貿(mào)易的回歸結(jié)果看，其系數(shù)在以專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的回歸模型Model4 中為正且不顯著，而其系數(shù)在Model8 中小于零且僅在10%水平下顯著。也就是說，進口貿(mào)易沒有增加東部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量，但也沒有較大幅度地降低創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量。同全樣本的原因相似，隨著國外技術(shù)封鎖戰(zhàn)略的逐年推進，東部地區(qū)無法進口更多的高端技術(shù)產(chǎn)品和關(guān)鍵核心技術(shù)，也就無法通過學習效應(yīng)生產(chǎn)出更多的具有高技術(shù)含量的產(chǎn)品，這也使得每年生產(chǎn)出的產(chǎn)品的技術(shù)層次在逐年緩慢降低。

表6 創(chuàng)新產(chǎn)出的東部樣本回歸結(jié)果

比較ODI 和出口貿(mào)易的系數(shù)大小，可以得到后者的系數(shù)都大于前者這一結(jié)果。顯然，出口貿(mào)易對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響高于對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響。與此同時，出口貿(mào)易對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的積極影響也高于對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的積極影響。

3.3 中部樣本計量分析

表7 給出的是反映創(chuàng)新投入水平的中部樣本回歸結(jié)果。通過觀察對外直接投資的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，其系數(shù)在Model1 至Model8 中均是正數(shù)且都在99%的置信區(qū)間內(nèi)。由此得出，對外直接投資明顯有利于中部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量的增加以及質(zhì)量的提高。同時，出口貿(mào)易的系數(shù)在Model3 至Model4 中都是正數(shù)也都通過了1%的顯著性水平，這同樣可以得出出口貿(mào)易有利于增加中部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量的結(jié)論。另外，比較以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型中對外直接投資與出口貿(mào)易的系數(shù)的大小，可以發(fā)現(xiàn)大小不一致。也就是說對外直接投資對中部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量的積極影響與出口貿(mào)易對中部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量的積極影響兩者的貢獻程度無法直接區(qū)分出來。比較以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的回歸模型中對外直接投資與進口貿(mào)易的系數(shù)的大小，可以發(fā)現(xiàn)前者大于后者。也就是說，與進口貿(mào)易相比，對外直接投資更有利于提高中部地區(qū)創(chuàng)新投入的質(zhì)量。

表7 創(chuàng)新投入的中部樣本回歸結(jié)果

不同于全樣本和東部樣本，中部樣本在以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的計量模型中進口貿(mào)易的系數(shù)為正且通過了1%的顯著性水平。這表明進口貿(mào)易對中部地區(qū)創(chuàng)新投入的質(zhì)量產(chǎn)生明顯的激勵機制。這主要是因為國家對中部地區(qū)技術(shù)研發(fā)和企業(yè)辦學等方面給與較大的政策支持力度，允許中部地區(qū)承接東部地區(qū)加工貿(mào)易的轉(zhuǎn)移，也可以進口信貸以進口國外以及東部地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)品和關(guān)鍵技術(shù)。

表8 是以創(chuàng)新產(chǎn)出為技術(shù)創(chuàng)新衡量指標的中部樣本回歸結(jié)果。從表中可知，在Model1 至Model4和Model5 至Model8 中，ODI 的系數(shù)都是正數(shù)且在高水平下顯著。這說明對外直接投資對中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量都起到了積極的影響效果。在Model3 至Model4 中，出口貿(mào)易的系數(shù)都大于零且顯著。這個結(jié)果表明出口貿(mào)易有利于較好地激勵中部地區(qū)增加創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量。在Model1 至Model4中比較ODI 和出口貿(mào)易的系數(shù)大小，發(fā)現(xiàn)前者大于后者。這個結(jié)果清晰的表明對外直接投資對中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響效應(yīng)明顯超過了出口貿(mào)易對中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響效應(yīng)。而在Model5至Model8中比較ODI和進口貿(mào)易的系數(shù)大小，也發(fā)現(xiàn)了前者大于后者。同樣表明對外直接投資對中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的積極影響效應(yīng)大于進口貿(mào)易對中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的積極影響效應(yīng)。

表8 關(guān)于創(chuàng)新產(chǎn)出的中部樣本回歸結(jié)果

不同于全樣本和東部樣本，中部樣本在以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)為被解釋變量的計量模型中進口貿(mào)易的系數(shù)為正且通過了10%的顯著性水平。這表明進口貿(mào)易在一定程度上促進了中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的提高。這正是由于前期進口貿(mào)易提高了中部地區(qū)創(chuàng)新投入的質(zhì)量，通過學習效應(yīng)機制的作用部分轉(zhuǎn)化為具有一定技術(shù)含量的產(chǎn)品，從而提升了中部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量層次。但是中部地區(qū)原先具備的技術(shù)條件和能力有限，只能吸收轉(zhuǎn)化為部分技術(shù)性產(chǎn)品。另外，這也說明了中部崛起戰(zhàn)略的實施只起到了一定的效果。

3.4 西部樣本計量分析

表9 給出的是反映創(chuàng)新投入水平的西部樣本回歸結(jié)果。從表中可以看到，在Model1-Model4 和Model5-Model8 中，ODI 的系數(shù)都大于零且均在高水平下顯著。這表明對外直接投資有利于增加西部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量并提高創(chuàng)新投入的質(zhì)量。從出口貿(mào)易的回歸結(jié)果可以看出其系數(shù)在所有模型中均大于零，且在Model7-Model8 中比較顯著，而在Model3-Model4 中非常顯著。這表明出口貿(mào)易既有助于增加西部地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量，又非常有助于提高西部地區(qū)創(chuàng)新投入的質(zhì)量。從Model6 中外商直接投資的系數(shù)可以得出，僅在考慮對外直接投資和外商直接投資這兩個因素時，外商直接投資能夠較為明顯地提高西部地區(qū)創(chuàng)新投入的質(zhì)量。比較以研發(fā)經(jīng)費支出為被解釋變量的計量模型中對外直接投資和出口貿(mào)易的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，出口貿(mào)易的所有系數(shù)均大于對外直接投資的所有系數(shù)。這表明出口貿(mào)易對西部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量的溢出效應(yīng)大于對外直接投資對西部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量的溢出效應(yīng)。比較以基礎(chǔ)研究經(jīng)費支出為被解釋變量的計量模型中對外直接投資和出口貿(mào)易的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資的所有系數(shù)均大于出口貿(mào)易的所有系數(shù)。這表明對外直接投資對西部地區(qū)創(chuàng)新投入質(zhì)量的溢出效應(yīng)超過出口貿(mào)易對西部地區(qū)創(chuàng)新投入質(zhì)量的溢出效應(yīng)。

表9 創(chuàng)新投入的西部樣本回歸結(jié)果

表10 是以創(chuàng)新產(chǎn)出為技術(shù)創(chuàng)新衡量指標的西部樣本回歸結(jié)果。從表中可知，在Model1-Model4 和Model5-Model8 中，ODI 的系數(shù)都大于零且非常顯著。這個結(jié)果表明，對外直接投資激勵了西部地區(qū)不斷增加創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量，同時也激勵了西部地區(qū)不斷改進并提升創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量層次。觀察表中出口貿(mào)易這個變量，在所在模型中系數(shù)都大于零也都非常顯著。這個結(jié)果表明出口貿(mào)易對西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的促進機制和創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的促進機制都特別明顯。從Model6 中外商直接投資的系數(shù)可以得出，僅在考慮對外直接投資和外商直接投資這兩個因素時，外商直接投資能夠較為明顯地提高西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量。通過比較Model1-Model4 中對外直接投資與出口貿(mào)易系數(shù)的大小，可以發(fā)現(xiàn)大小不一致。這說明對外直接投資對西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響與出口貿(mào)易對西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響兩者的貢獻程度無法直接區(qū)分出來。而比較Model5-Model8 中對外直接投資與出口貿(mào)易系數(shù)的大小，可以明顯地發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易對西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的積極影響強于對外直接投資。

表10 創(chuàng)新產(chǎn)出的西部樣本回歸結(jié)果

表10（續(xù)）

西部地區(qū)樣本結(jié)果與中部樣本結(jié)果相反，同時又比全國和東部樣本的顯著性水平高。進口貿(mào)易的系數(shù)在Model8 中小于零且通過了1%的顯著性水平。這就說明了進口貿(mào)易明顯降低了西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量水平。一方面，由于受到國外技術(shù)封鎖戰(zhàn)略的影響，西部地區(qū)進口的產(chǎn)品大多數(shù)是中低檔商品且技術(shù)含量不高，從而使得生產(chǎn)的產(chǎn)品的技術(shù)性水平很低；另一方面，這是因為西部地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)的保護力度比較薄弱，使得西部地區(qū)獲得的關(guān)鍵核心技術(shù)在不斷的流失。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

本文構(gòu)建了雙對數(shù)模型，基于創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量視角研究四種技術(shù)溢出方式對我國各地區(qū)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。研究發(fā)現(xiàn)：對東部地區(qū)來說，對外直接投資和出口貿(mào)易對創(chuàng)新投入的數(shù)量以及創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量有明顯的正向作用，同時對創(chuàng)新投入的質(zhì)量以及創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量也有顯著的促進作用。進口貿(mào)易使得創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量有所下降，但沒有改進創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量，且在創(chuàng)新投入的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度方面沒有起到任何改進的效果。外商直接投資僅有利于增加創(chuàng)新投入的數(shù)量，而對創(chuàng)新投入質(zhì)量的消極影響不明顯；此外，外商直接投資既沒有抑制創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的減少，也沒有刺激創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的提高。對中部地區(qū)來說，對外直接投資對創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量均具有較強的正向作用。出口貿(mào)易明顯增加了創(chuàng)新投入的數(shù)量以及創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量，但對于創(chuàng)新投入的質(zhì)量以及創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量沒有起到明顯的積極效果。進口貿(mào)易明顯提高了創(chuàng)新投入的質(zhì)量并在一定程度上提高了創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量，但對于創(chuàng)新投入的數(shù)量以及創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量的激勵效應(yīng)不明顯。外商直接投資在創(chuàng)新投入的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度上正面效應(yīng)不顯著；同時其對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響以及創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的消極影響也不顯著。對西部地區(qū)而言，對外直接投資和出口貿(mào)易不僅在創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出指標上正面效應(yīng)明顯，而且在創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的維度下的積極效應(yīng)也明顯。進口貿(mào)易對于創(chuàng)新投入的數(shù)量和創(chuàng)新投入的質(zhì)量沒有帶來積極的影響；其對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的負向作用非常明顯而對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的負向作用不明顯。外商直接投資在創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度上幾乎沒有帶來創(chuàng)新投入；其對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的抑制作用不明顯且對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的正負向作用不明確。

因此，總的來說，對外直接投資和出口貿(mào)易對我國創(chuàng)新投入的數(shù)量和創(chuàng)新投入的質(zhì)量產(chǎn)生特別明顯的正向溢出效應(yīng)，同時對我國創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量的正向作用效果顯著。對比來看，對外直接投資對創(chuàng)新投入質(zhì)量的積極影響超過了其對創(chuàng)新投入數(shù)量的積極影響；而且對外直接投資對創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的積極影響也對應(yīng)地超過了其對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的積極影響。出口貿(mào)易在創(chuàng)新投入指標上的創(chuàng)新數(shù)量的正面效果超過創(chuàng)新質(zhì)量的正面效果，且其在創(chuàng)新數(shù)量維度上的創(chuàng)新投入的正向效應(yīng)超過創(chuàng)新產(chǎn)出的正向效應(yīng)；出口貿(mào)易在創(chuàng)新質(zhì)量維度上的創(chuàng)新產(chǎn)出的積極影響超過創(chuàng)新投入的積極影響；且其在創(chuàng)新產(chǎn)出指標上的創(chuàng)新質(zhì)量的積極影響超過創(chuàng)新數(shù)量的積極影響。外商直接投資僅對我國創(chuàng)新投入的數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量有比較顯著的促進作用，而對于我國創(chuàng)新投入質(zhì)量和創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量的負向作用并不明顯。與此同時，外商直接投資不僅存在區(qū)域差異性，而且這與創(chuàng)新的投入與產(chǎn)出水平以及數(shù)量和質(zhì)量兩個維度有明顯的相關(guān)關(guān)系。進口貿(mào)易沒有明顯增加創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的數(shù)量，也沒有明顯提高創(chuàng)新投入的質(zhì)量或降低創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量。更進一步地說，進口貿(mào)易基本上對全樣本地區(qū)以及各地區(qū)創(chuàng)新投入的數(shù)量和創(chuàng)新投入的質(zhì)量都沒有明顯的正向作用，即進口貿(mào)易在創(chuàng)新投入的兩個維度上不存在區(qū)域異質(zhì)性；但對創(chuàng)新產(chǎn)出的兩個維度來說均存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性?？v向來看，進口貿(mào)易在創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在一定程度的區(qū)域差異性。

4.2 政策建議

（1）加快構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)格局以繼續(xù)加大對外直接投資的力度，但要把重心傾向于投資具有關(guān)鍵核心技術(shù)的企業(yè)或生產(chǎn)高端技術(shù)產(chǎn)品的企業(yè)。袁鉑宗等［24］認為國內(nèi)國際雙循環(huán)是對外直接投資的重要節(jié)點，應(yīng)深入推進雙循環(huán)的構(gòu)建并優(yōu)化投資路徑以促進中國對外直接投資的發(fā)展。實證表明，近十年來，從總體和分區(qū)域來說，對外直接投資對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量均有正向溢出效應(yīng)；但從創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量維度來看，創(chuàng)新數(shù)量的正向效應(yīng)明顯不如創(chuàng)新質(zhì)量。也就是說，我國對國外一些擁有關(guān)鍵核心技術(shù)或生產(chǎn)高端技術(shù)產(chǎn)品的企業(yè)的投資數(shù)量不夠，未來需擴大對這類企業(yè)的投資力度。對這類企業(yè)的投資力度越大越能促進我國技術(shù)層次的提高。所以，我國需要把投資的重心轉(zhuǎn)向具有關(guān)鍵核心技術(shù)的企業(yè)或生產(chǎn)高端技術(shù)產(chǎn)品的企業(yè)。從定量的角度看，這既能增加我國技術(shù)的規(guī)模；從定性的角度看，又能提高我國技術(shù)的層次；從而對我國經(jīng)濟的發(fā)展和綜合國力的提升產(chǎn)生良性循環(huán)。

（2）繼續(xù)加大出口貿(mào)易的力度，同時鼓勵出口高技術(shù)性產(chǎn)品。截至2021 年8 月，出口貿(mào)易對我國和各地區(qū)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量均有正向溢出效應(yīng)；我國雖然出口了很多包含技術(shù)性水平的產(chǎn)品，但出口的這些產(chǎn)品的技術(shù)含量多數(shù)偏低，而真正出口高技術(shù)含量的產(chǎn)品非常稀少。鄭玉［25］在測算我國產(chǎn)業(yè)出口的結(jié)構(gòu)以及出口的技術(shù)含量時也發(fā)現(xiàn)出口結(jié)構(gòu)大多是進行高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的組裝，且出口的技術(shù)含量遠遠低于發(fā)達國家。一方面，這與目前國內(nèi)有限的技術(shù)水平相關(guān)；另一方面，這與國內(nèi)鼓勵性政策不足或?qū)嵤┝Χ炔粔蛴嘘P(guān)。因此，我國應(yīng)當繼續(xù)增加出口貿(mào)易額，同時加大鼓勵性政策的實施力度。這既能提高國內(nèi)的技術(shù)水平，又能改善出口結(jié)構(gòu)并提升我國在國際分工上的地位。

（3）積極實施“引進來戰(zhàn)略，并以引進采用國際先進技術(shù)的外商獨資企業(yè)、擁有先進技術(shù)并能生產(chǎn)出高技術(shù)性產(chǎn)品的中外合資和中外合作經(jīng)營企業(yè)為主。嚴清華等［26］研究發(fā)現(xiàn)孫中山時期就提出“引進來”戰(zhàn)略，只有積極引進外資才能促進對外開放。外商直接投資僅對我國和東部地區(qū)創(chuàng)新投入數(shù)量維度的積極影響顯著，其他均不顯著。也就是說，我國提出的引進來戰(zhàn)略確實能夠吸引不少企業(yè)到中國直接投資，但這些企業(yè)主要是以產(chǎn)品全部或大部分出口為進入條件的外商獨資企業(yè)和加工裝配等企業(yè)。這些企業(yè)幾乎不使用頂尖技術(shù)，而且生產(chǎn)出的高端產(chǎn)品有限。由于引進采用國際先進技術(shù)的外商獨資企業(yè)能夠提高我國技術(shù)的層次，引進擁有先進技術(shù)和生產(chǎn)高技術(shù)性產(chǎn)品的中外合資和中外合作經(jīng)營企業(yè)既能夠擴大我國技術(shù)的規(guī)模又能夠提高我國技術(shù)的層次。所以，我國需要積極實施引進來戰(zhàn)略，主要引進擁有先進技術(shù)的外資企業(yè)、擁有先進技術(shù)并能生產(chǎn)出高技術(shù)性產(chǎn)品的中外合資和中外合作經(jīng)營企業(yè)。考慮到區(qū)域差異，外商直接投資主要集中于東部地區(qū)，未來需要將其均衡分布到各個地區(qū)，以協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

（4）全面加強知識產(chǎn)權(quán)保護，且需向西方尋求更多的國際合作。進口貿(mào)易對全國及各地區(qū)創(chuàng)新投入的正向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯，這主要受到外國技術(shù)封鎖戰(zhàn)略的實施的影響。為擴大我國技術(shù)的規(guī)模并提高我國技術(shù)的層次，我國需要改變進口貿(mào)易的主要貿(mào)易合作伙伴，轉(zhuǎn)向加強與澳大利亞和新西蘭等發(fā)達國家的國際合作，以進口國外關(guān)鍵核心技術(shù)和高技術(shù)性產(chǎn)品。西部地區(qū)擁有的關(guān)鍵核心技術(shù)在逐漸減少，這主要與西部地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護力度薄弱有關(guān)。馬治國［27］也解釋了西部地區(qū)專利人均持有數(shù)以及核心技術(shù)擁有量明顯低于其他地區(qū)主要原因與西部地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護現(xiàn)狀是侵權(quán)現(xiàn)象嚴重且效用低下有關(guān)。因此，我國應(yīng)當加大對全國各地區(qū)尤其是西部地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護的力度，牢牢把握住擁有的先進技術(shù)，以激勵本土技術(shù)企業(yè)加強技術(shù)創(chuàng)新。

注釋：

1）東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南共11 個省市；中部地區(qū)包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8 個??；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、新疆共12 個省區(qū)市。