中國對外直接投資的非物化型技術空間逆向溢出效應研究

陳柏福，劉舜佳

(1.廣東金融學院 經濟貿易學院，廣東 廣州 510521；2.湖南農業大學 商學院，湖南 長沙 410128)

一、問題提出

目前，中國經濟已步入以高速增長階段轉向高質量發展階段為重要特征的新時代。在此時代背景下，國家仍然需要堅定推進以自由貿易為主線的全面開放，以應對經濟全球化所帶來的新變局。當前，我國正積極推進共建“一帶一路”，這正是新時代中國全面深化改革、擴大開放的明證，也是中國切實加強國際合作、完善全球治理的務實行動。伴隨“一帶一路”倡議的深入推進，我國對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment, OFDI)增長迅猛。2017年末，我國對外直接投資存量為18090.4億美元，占全球外國直接投資流出存量份額的5.9%，存量規模較上年末增加4516.5億美元，位居全球第二，但與排名第一的美國存量規模差距較大，僅相當于美國的23.2%[注]數據來源于《2017年度中國外對直接投資統計公報》。。從投資領域看，2017年，我國對外直接投資涵蓋國民經濟18個行業大類，存量規模超過千億美元的行業有租賃和商務服務業、批發和零售業、信息傳輸/軟件和信息技術服務業、金融業、采礦業和制造業，占到中國對外直接投資存量的86.3%[注]數據來源于《2017年度中國外對直接投資統計公報》。。在“一帶一路”倡議扎實推進的同時，我國對相關國家投資也呈現快速增長態勢。2017年，我國流向“一帶一路”沿線國家投資增長三成，對“一帶一路”沿線國家的直接投資流量為201.7億美元，同比增長31.5%，占同期中國對外直接投資流量的12.7%[注]數據來源于《2017年度中國外對直接投資統計公報》。。

以“一帶一路”沿線國家、傳統發達國家，以及第三產業為主要投資目標的中國OFDI迅速崛起，其背后動機是什么？從我國改革開放引進外商直接投資(FDI)的實踐來看，最初引進FDI是為了填補國內經濟建設所面臨的資本缺口，FDI可以帶來當時經濟發展所急需的資本品設備。隨著我國儲蓄逐步大于投資以及出口逐步大于進口，資本缺口已經不再是經濟發展所面臨的主要問題，此時技術缺口對我國經濟增長方式轉型以及產業結構調整所帶來的阻礙越發明顯，而FDI通過邊際產業轉移而來的過時技術以及“市場換技術”引資方案的失敗，都促成了21世紀以來我國企業加快“走出去”步伐。不少學者指出中國OFDI主要是為了尋求海外先進技術[1]。

OFDI給母國帶來的技術進步學界稱之為逆向技術溢出(Reverse Technology Spillover)。從目前OFDI逆向技術溢出的已有研究來看，側重于檢驗OFDI逆向技術溢出效應的存在性及其影響因素，對于OFDI所獲取的技術類型及溢出過程則鮮有涉及。而進一步的研究可通過FDI技術溢出和OFDI逆向技術溢出的對比得到揭示[注]FDI與OFDI都屬于國際直接投資，兩者區別在于FDI是基于東道國引進國際直接投資的角度定義，而OFDI是基于母國輸出國際直接投資的角度定義。：通過FDI引進機器和生產線等實體資本品設備，是物化型技術(Embodied technology)[2]，而OFDI輸出機器資本品設備，因此通過OFDI獲取的技術外溢在方向上與物化型資本品輸出是相反的，那么OFDI逆向溢出的技術類型也與通過實體資本品體現出來的物化型技術有所不同，而這恰恰是已有OFDI逆向技術外溢研究未加以區分的。鑒于此，本文通過區分OFDI與FDI溢出的技術類型差異及其各自溢出維度的特征，對經典的OFDI逆向技術外溢效應檢驗模型進行擴展研究。

二、文獻綜述

(一)OFDI動機：獲取逆向技術外溢

以所有權壟斷優勢理論為代表的對外直接投資理論指出，跨國公司對外投資是為了在東道國復制母國企業的所有權優勢，因為母國相對于東道國而言具有較大的技術邊際優勢，因此這一理論也主要是針對類似于美國這樣的發達國家提出。但所有權優勢的跨國復制又大都遵循邊際產業轉移順序，即發達國家通常會將本國已經處于技術邊際端的夕陽產業轉移到東道國，因此立志于經濟增長方式轉型的發展中國家難以獲取先進技術。

當前，所有權壟斷優勢理論開始遇到挑戰。有研究指出，即使在不具備所有權壟斷優勢的情況下也可進行對外直接投資，很明顯這類國際投資并非受所有權優勢驅動，相當一部分是以獲取海外先進技術為目的，寄希望于技術從東道國向母國擴散，與傳統FDI技術外溢方向相反，被稱之為技術獲取型對外直接投資，即OFDI逆向技術外溢。這類OFDI最早發現于美國和歐洲投資的日本跨國公司[3-4]，之后對進駐美國硅谷的跨國公司以及瑞典企業在海外投資選址的研究，也證實是為了獲取當地特定知識與技術[5-6]。與此同時，相關學者對國際生產折衷理論當中的區位優勢進行完善，指出自20世紀90年代以來，獲取知識資本的地理擴散已成為跨國公司對外直接投資區位選址的重要動機，出現了“戰略性資產尋求型(Strategic Asset-Seeking)”OFDI[7]；此后，個別學者基于納入了“逆向技術溢出”因素的OFDI決策模型，指出技術落后企業選擇OFDI進入國外市場，其動機是通過地理毗鄰獲取東道國技術領先企業的技術外溢，這種正向外部性可以降低東道國子公司與母國企業生產成本，即使在東道國子公司持續虧損的情況下也可以繼續運作下去，因為技術的正向外部性可以擴散到跨國公司所有市場，使得單一市場上的虧損不足為懼[8]。OFDI逆向技術外溢為發展中國家對外直接投資提供了理論依據，相當多的研究指出，通過逆向技術溢出來彌補自身所有權劣勢已成為發展中國家OFDI的主要動機[9]。

(二)OFDI逆向技術外溢檢驗：對C-H或P-L模型的擴展

Coe等(1995)開創了以雙邊貿易份額為權重的國際研發知識溢出模型[10]；經Lichtenberg等(1998)完善溢出權重納入了FDI技術外溢變量[11]；Pottelsberghe等(2001)在上述基礎上囊括了OFDI技術外溢變量來考察對母國的逆向技術外溢效應(下稱P-L(2001)模型)[12]。之后大多數研究，都是在此基礎上，通過設置其他控制變量、選取不同數據樣本以及采取不同回歸方法來實證檢驗OFDI逆向技術外溢效應。表1按實證細節梳理了該領域的代表性文獻。從中發現，實證結果略有分歧，但是大多數基于中國省際層面樣本數據的回歸結果都證實OFDI逆向技術外溢效應的存在，這一結論適用對P-L(2001)模型不同形式的擴展，具有穩健性。

表1 基于擴展的P-L(2001)模型檢驗OFDI逆向技術外溢的代表性文獻

注：+代表實證到逆向技術外溢效應。？代表沒有。

(三)評述及本文邊際貢獻

1.OFDI逆向技術外溢與FDI技術外溢：基于非物化型與物化型技術對比

OFDI逆向技術外溢這一研究主題的提出，為對比分析其與傳統FDI技術外溢提供了很好的參照：傳統技術外溢與直接投資流向相同，因此FDI技術外溢研究側重于產業轉移所引進的資本品設備等物化型技術，如王英和劉思峰(2008)區分了開放條件下這兩種類型的技術，并指出物化型技術溢出研究主要焦聚于FDI和進口貿易[15]，林毅夫和任若恩(2007)在批判克魯格曼否認“東亞奇跡”時也曾指出中國改革開放以來的技術進步主要得益于物化型技術引進[2]，Smarzynska(2004)基于產業間后向關聯視角指出跨國公司會向東道國上游企業轉移生產線設備，以獲取質優價廉的中間投入品[26]；因此，由于與直接投資流向相反，OFDI逆向技術外溢不可能像傳統FDI技術外溢那樣是以獲得實體資本品設備等物化型技術為主要目的，那么逆向技術外溢所獲取的應該是另外一種不能以實體資本品形式體現出來的非物化型技術(Un-embodied technology)，如Anderson等(2015)指出以戰略性資產獲取為目的的OFDI就是尋求海外品牌、技術和管理等無形資產，彌補母公司所有權優勢的欠缺環節[27]。由此可見，FDI技術外溢與OFDI逆向技術外溢之間的區別，除了前者與國際直接投資流向相同而后者相反以外，另外一個本質的區別在于FDI溢出的技術類型與OFDI逆向溢出的技術類型有所差異，前者通過出讓本國未成熟市場來引進直接投資以獲取物化型資本品設備，后者則是通過資本輸出進軍他國高端市場以獲取非物化型技術的信息反饋。未能就OFDI逆向溢出的技術類型與FDI溢出的技術類型進行區分，這是以往OFDI逆向技術外溢研究有待深化的地方。

2.P-L(2001)模型的空間擴容：基于非物化型技術的空間外溢屬性

P-L(2001)納入了以OFDI份額為權重的東道國研發知識資本存量外溢變量，成為檢驗OFDI逆向技術外溢效應的統一范式。然而，在考慮到OFDI逆向溢出的技術類型主要是非物化型技術的前提下，上述標準檢驗范式仍可進一步擴展研究：(1)從技術表現形式看，非物化型技術不像實體資本品設備那樣有具體的物理展現形態，它更多的是集經驗、意識、設計和管理為一體的總稱，是純粹意義上的知識，具有無形性[28]，知識的無形特性決定其不會像實體資本品那樣固定使用于某一特定物理區位，而是可以實現不同區域間的復制，具有空間擴散特性[29]，地理溢出距離無止境[30]；(2)從非物化型技術載體來看，人力資本充當了其空間擴散的唯一載體，現有技術溢出研究文獻將人力資本流動看作是這種隱性技術溢出的主要途徑，認為人力資本的空間流動可以加快無形技術在不同群體之間的傳播[31]；而從人力資本流動性看，其內嵌的教育屬性增強了其作為非物化型技術載體的空間流動性，因為現實環境下的勞動力區域遷徙受制于信息搜尋、環境適應以及人際網絡重建成本的制約，而教育投資可以增強勞動力的信息搜尋能力以及對異地文化的認同感，可供選擇的就業市場范圍也越廣，降低了人力資本的遷徙成本[32]，相關實證研究也予以證實[33]。綜上所述，由于非物化型技術的區域復刻性及其載體的空間流動性，使得用來檢驗OFDI逆向技術外溢效應的經典P-L(2001)模型仍可在空間結構上進行擴展。

3.OFDI逆向技術外溢的階段性：基于非物化型技術空間溢出的局限性

以中國省際層面為樣本的實證研究均指出，由于區域經濟發展不平衡，OFDI逆向技術溢出效應在中國東、中、西三大區域間存在著差異性，以及獲取OFDI逆向技術外溢效應時存在經濟發展指標的門檻限制。這實質上暗示了通過OFDI雖然可以在地理上近距離學習東道國技術創新，但這些隱性的非物化型技術在從東道國向母國內陸地區傳遞過程中卻受制于各種阻礙。這可以從非物化型技術的唯一載體——人力資本空間流動所依賴的條件得以印證，雖然無形知識的區域復刻性以及教育投資降低了勞動力區域遷徙成本，使得非物化型技術空間流動理論上無止境，但作為其載體的人力資本空間流動卻受制于多重限制：(1)交通通訊等硬件設施，非物化型技術的緘默屬性(Tacit)使得其空間擴散依賴于人力資本“面對面(Face to face)”接觸[29]，若交通通訊情況無法達到非物化型技術空間擴散所需要的接觸條件，那么非物化型技術空間溢出則存在“冰山成本”；(2)社會資本等軟件設施，非物化型技術在經由“面對面”的方式傳輸時既需要對等的人力資本予以理解和接受，也需要地區開放政策確保傳輸暢通性，對非物化型技術的投資與運用也需要金融發展、知識產權保護的支持，這都是在以往門檻回歸研究當中所確認的。考慮到區域差異性對非物化型技術空間擴散所帶來的潛在阻尼，那么對OFDI逆向技術外溢效應存在性的檢驗，也就相應地要在其空間擴散過程當中予以階段性的分割，而這恰恰是以往研究所忽視的。

4.本文邊際貢獻

理論上，基于技術分類理論區分OFDI與FDI的技術溢出類型，明確OFDI逆向溢出的技術側重于非物化型技術，而非FDI通過資本品進口所帶來的物化型技術；考慮到非物化型技術因其無形性所帶來的區域復刻性及其緘默屬性對其地理溢出的局限性，從空間維度兩階段分割OFDI逆向技術外溢效應：從海外技術創新地對OFDI母國的首階段溢出以及在母國內陸地區的后續二階段溢出。

實證上，因經典線性P-L(2001)模型未納入非物化型技術這一具有空間屬性的遺漏變量所帶來的內生性問題，借鑒新近發展起來的空間建模技術對具有空間屬性的遺漏變量招致模型內生性偏誤的解決方案，將經典線性P-L(2001)模型予以空間結構擴容，實證檢驗OFDI非物化型技術兩階段空間逆向外溢效應。

三、實證方案

(一)OFDI非物化型技術兩階段空間逆向溢出效應的檢驗模型

由于和國際直接投資流向相反，OFDI逆向溢出的技術類型側重于非物化型技術，但由于非物化型技術具有無形性，本質上無法觀測，因此在Pottelsberghe等(2001)所開創的OFDI逆向技術外溢效應檢驗模型當中是被遺漏掉的[12]；另外，雖然貨物進口貿易和FDI主要是帶來物化型資本品技術，但不可否認的是伴隨進口貿易和FDI而來的還有海外觀念、經驗和作法等這些無形的非物化型技術[34]，因此這部分源于進口貿易和FDI的非物化型技術在Pottelsberghe等(2001)模型當中也是被遺漏掉的[12]。至此，建模的第一步就是要將上述三種外溢渠道遺漏掉的非物化型技術加總后在P-L(2001)模型當中予以補全：

TFP=β0+β1·SDR&D+β2·SFim+β3·SFfdi+β4·SFofdi+α·SFum

(1)

TFP為母國全要素生產率，是技術外溢作用的靶變量；SDR&D是母國國內研發知識資本存量，是提升TFP的技術自主創新來源；而提升TFP的技術外溢來源有三點，分別是貨物進口貿易(SFim)、外商直接投資(SFfdi)以及新進入到模型當中的對外直接投資(SFofdi)；而伴隨三種外溢渠道溢出的非物化型技術則為SFum。

由于非物化型技術本質上是無形的，具有非觀測性，因此在對(1)式進行回歸時，該非觀測變量實際上進入到了模型誤差項當中，這會給估計結果帶來何種潛在風險呢？根據前文理論分析可知，非物化型技術源于OFDI，即以技術尋求型為目的的OFDI會將海外掌握到的非物化型技術逆向溢出給母國，因此非物化型技術與OFDI之間具有不可分割的關聯性，同時考慮到進口貿易和FDI在向母國提供物化型資本品的同時，也不可避免地將海外的理念、作法等一些非物化型技術引入，因此進入到(1)式誤差項當中的非物化型技術這一模型遺漏變量就與模型當中進口貿易、FDI和OFDI三個觀測變量之間均具有較強的相關性，那么此時再對(1)式進行OLS估計就明顯違背了OLS所稟持的“零條件均值”這一嚴格假定[注]確保OLS結果無偏性的關鍵假定“零條件均值”，即意味著模型誤差項當中不應包含與模型自變量具有強相關性的遺漏變量，否則引發模型內生性問題(Endogenous)。，給估計結果帶來內生性偏誤。至此，建模的第二步就是要解決非物化型技術這一經典模型的遺漏變量所招致的內生性偏誤。考慮到前文對非物化型技術空間屬性的理論解析，可借鑒新近發展起來的空間建模技術對具有空間屬性的模型遺漏變量招致內生性偏誤的解決方案。首先，參照Parent等(2008)的做法，用空間向量自回歸式(Spatial Autoregressive Process)來表達非物化型技術這一模型遺漏變量所具有的空間屬性[35]：

SFum=γ·W·SFum+v

(2)

W是空間權重矩陣，用來聯結截面單元之間的空間相關性，根據本文對OFDI非物化型技術兩階段空間逆向溢出的區分，此處空間權重矩陣是以中國大陸30個省的地理坐標來進行定義，據此可根據實證模型測度出OFDI非物化型技術在中國內陸區域間的后續溢出效應；γ則是衡量空間相關性強度的參數；v是空間自相關回歸式當中的隨機擾動項。其次，對(2)式解出非物化型技術變量，有SFun=(I-γ·W)-1×v，將其回代至(1)式則有：

TFP=β0+β1·SDR&D+β2·SFim+β3·SFfdi+β4·SFofdi+(I-γ·W)-1·(αv)

(3)

借助空間建模技術解決完具有空間屬性的模型遺漏變量所招致的內生性偏誤之后，接下來還需對模型當中經典遺漏變量所可能招致的潛在內生性偏誤進行審查。至此，建模的第三步就是通過文獻梳理方式，查找出(3)式當中經典遺漏變量所可能帶來的內生性問題。相當多的研究已經指出，制度因素在獲取技術外溢以及技術自主創新方面所起到的積極作用：一是母國在教育、科技、金融、對外開放和知識產權保護等方面的制度設計有助于發展中國家獲取OFDI逆向技術外溢[19]，以至于只有越過制度門檻，OFDI的逆向技術外溢效應才會變得顯著，而東道國制度對于技術獲取型OFDI的區位選擇同樣重要[18]；二是東道國金融市場、知識產權制度對于獲取FDI以及國際貿易技術外溢也起到了融資支持，并確保了無形資產運用的安全性[36]；三是制度與本國知識資本存量積累和技術擴散也緊密關聯[37]。由此可見，隱沒于(3)式復合誤碼項當中的另一非觀測因素——制度變量，同樣也與模型當中的諸多觀測變量具有相關性，若不將其引發的內生性問題予以解決，也會給估計結果帶來偏誤。解決方案就是參照經典計量處理方法，用線性回歸式控制制度這一非觀測變量與模型當中自變量之間的相關性：

αv=η1·SDR&D+η2·SFim+η3·SFfdi+η4·SFofdi+ε

(4)

參數η1、η2、η3、η4分別用來控制隱沒于復合誤差項當中的制度這一非觀測因素與模型當中自變量之間的潛在相關性，至此可假定原復合誤差項當中的剩余成分(ε)服從獨立正態同分布。將控制了經典內生性偏誤的(4)式回代至(3)式并予以整理有：

TFP=θ0+γ·W·TFP+θ1·SDR&D+θ2·SFim+θ3·SFfdi+θ4·SFofdi+ψ1·W·SDR&D+ψ2·W·SFim+ψ3·W·SFfdi+ψ4·W·SFofdi+ε

(5)

其中，有θ0=β0(I-γ·W)；θ1=(β1+η1)，θ2=(β2+η2)，θ3=(β3+η3)，θ4=(β4+η4)；ψ1=-γβ1，ψ2=-γβ2，ψ3=-γβ3，ψ4=-γβ4。上式依據非物化型技術空間屬性對P-L(2001)模型賦予了空間結構，不僅包含了因變量的空間滯后項，而且還包含每一個自變量的空間滯后項，其空間設定結構吻合空間杜賓模型(SDM)，下文將其簡稱為空間P-L模型。

(二)OFDI非物化型技術兩階段空間逆向溢出效應的模型界定

對P-L(2001)模型的空間擴容，空間滯后項的引入、加之空間權重矩陣當中元素值是以中國大陸30個省(因外向型經濟數據缺失，西藏除外，下同)地理坐標予以定義，這就使得空間模型不僅保留了原有經典模型所能測度的母國通過OFDI從東道國獲取的首階段技術外溢效應，而且還可以測度首階段逆向溢出的技術在母國內陸地區的后續二次溢出效應。

但由于空間權重矩陣引入，使得空間建模就打破了經典線性模型OLS無偏估計所稟持的“截面單元觀測值彼此不相關”的嚴格假定，使得空間模型參數并不能準確代表自變量對因變量的作用力度[38]。因此空間模型當中OFDI自變量(SFofdi)及其空間滯后項(W·SFofdi)的參數估計值均無法準確代表母國通過OFDI從東道國所獲得的首階段技術外溢效應及其對母國內陸地區的后續二階段技術外溢效應。本文借鑒LeSage and Pace(2009)提出的偏導矩陣法，將上述兩階段非物化型技術外溢效應分別定義為E(SFofdi)和E(W·SFofdi)[38]；正如前文所述，進口貿易和FDI在帶來物化型資本品技術的同時，也會伴隨非物化型技術的引進，因此進口貿易和FDI的首階段技術外溢效應是雜糅了物化型和非物化型兩種技術，分別定義為E(SFim)和E(SFfdi)，由于物化型資本品只能固定使用于特定地理區位，因此進口貿易和FDI的二階段技術外溢效應就只有純粹的非物化型技術，分別定義為E(W·SFim)和E(W·SFfdi)；而母國知識資本存量對所在地區的局域技術溢出效應E(SDR&D)及對所在地區以外其他地區的廣域技術溢出效應E(W·SDR&D)也參照相同方案予以界定[注]雖然進口貿易與FDI給東道國帶來物化型資本品設備，但也會給東道國引進意識和經驗等非物化型技術，因此進口貿易與FDI的技術外溢也不會僅局限于貿易和投資所在地，也會產生區域間溢出效應，劉舜佳(2013)、劉舜佳和生延超(2014)在Coe and Helpman(1995)、Pottelsberghe and Lichtenberg(1998)經典模型上的擴展研究就證實了這一點，也包括對本國知識資本存量局域和廣域溢出效應的測度[34,39]。。

四、實證檢驗

(一)數據指標

1.全要素生產率測度

Fare(1994)提出的Malmquist生產率指數已成為量化全要素生產率的常用方法[40]。該方案用面板數據擬合一個生產前沿面以用作實際生產效率的參照，然后將各截面單元在空間維度和時間維度所處的實際生產點與該生產前沿面進行對比得到Malmquist全要素生產率。

在實際測度該指數時，本文以中國大陸30個省1952年不變價格衡量的GDP數據來代表產出數據。投入數據包含物質資本存量和勞動力投入，其中物質資本存量以單豪杰(2008)提出的測算方法予以衡量[41]；而勞動力投入測算需要消除不同教育程度帶來的異質性偏誤，參照王少國和潘恩陽(2017)所采用的教育支出法，將中國勞動力在5個教育程度上(文盲、小學、初中、高中和專科以上)的差異予以標準化，然后匯總求和[42]。

2.技術外溢指標量化

國內不少學者對Pottelsberghe等(2001)在國家層面設計的進口貿易、FDI技術外溢量化指標予以擴展，以適用于中國大陸省際層面的檢驗。本文據此繼續拓展OFDI技術外溢量化指標：

(6)

(7)

(8)

國外知識資本存量(SFR&D)和國內知識資本存量(SDR&D)數據都采用永續盤存法予以估算，估算當中所采用的資產折舊率參照大多數文獻取5%，樣本初始年份的知識資本存量數據參照Griliches(1979)作法，用當年研發支出額除以樣本期間R&D支出增長率的幾何平均值與5%的折舊率之和得到[43]。

3.空間權重矩陣

空間權重矩陣設定需考慮“地理學第一定律”，即空間溢出效應隨著地理距離延伸而趨于衰減，因此要反映非物化型技術在中國內陸地區的后續二次溢出效應，那么區域間的毗鄰關系是空間權重矩陣元素值設定的關鍵。對區域間毗鄰關系的設定方案有多種，有考慮地理毗鄰，也有考慮經濟毗鄰，還有同時考慮地理和經濟毗鄰。為了驗證估計結果的穩健性，本文擬采用如下幾種空間權重矩陣設定方案：

地理權重矩陣1W。其矩陣元素值設定以兩區域間是否共享地理邊界為準，若共享地理邊界，則矩陣元素值設定為1，反之則為0，設定完后按行和為1進行標準化處理。

經濟權重矩陣2W。相當多的研究將區域間的經濟關聯性視作空間溢出的主要通道，即使兩地區間的地理距離也比較遙遠。設定經濟毗鄰參考的指標較多，通常以兩地區間是否具有相當的經濟體量來加以衡量。參照大多數研究，本文假定兩地區間GDP差異越小，則它們之間的經濟關聯性越強，以兩地區GDP之差的絕對值的倒數來衡量這種反向關系：

(9)

復合權重矩陣3W。同時考慮地理毗鄰和經濟毗鄰，將地理權重矩陣右乘經濟權重矩陣得到3W=1W×2W。

K階最近鄰域矩陣4W-k。以地理毗鄰為基礎兼顧經濟毗鄰，其設定原則是計算出樣本當中某一截面地區與其余地區之間的地理距離，然后假定與其中k個地區之間存在毗鄰關系，在空間權重矩陣當中相應位置設定元素值為1，其余為0。根據中國省域之間的毗鄰關系，本文將k值分別取7-9。

4.數據樣本來源

技術溢出國與大多數OFDI逆向技術外溢研究保持一致，挑選OECD國家，因為OECD國家多數為發達國家，技術研發能力強、研發支出經費高，也是傳統技術所有權壟斷優勢國家。本文挑選的OECD國家除了G7國以外，還包括其余10個發達經濟體[注]加拿大、法國、德國、意大利、日本、英國、美國、澳大利亞、比利時、芬蘭、愛爾蘭、以色列、韓國、荷蘭、葡萄牙、西班牙和土耳其。。指標核算所用到的研發支出額、國內生產總值、資本形成額來自OECD網站和世界銀行網站。

技術外溢的收納地區為中國大陸30個省。全部指標測算所用到的GDP及其平減指數、物質資本投資額、勞動力人口、教育經費支出、研發支出額、固定資產價格平減指數、進口貿易額、FDI、OFDI取自《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》、《中國教育統計年鑒》、《中國對外直接投資公報》。樣本時期跨度為2002-2015年，個別地區或年份缺失數據用相鄰年份平均值予以插補。

(二)檢驗結果

1.模型穩健性檢驗

對Pottelsberghe and Lichtenberg(2001)開創的OFDI逆向技術外溢模型進行空間擴容，其空間模型設定形式是否有別于經典線性模型以更適宜擬合實證樣本的數據生成方式(DGP)，是需要進行模型穩健性檢驗的。不少空間計量經濟學專家也指出，在放寬OLS嚴格假定之后發展起來的空間計量模型，需要就其模型設定形式的穩健性進行驗證[44]。Elhorst(2012)就空間面板模型設定形式的穩健性檢驗提出整套方案：線性模型遺漏空間交互效應的穩健性檢驗以及空間面板模型設定形式的穩健性檢驗[45]。本文基于上述方案對P-L(2001)模型空間擴容的合理性進行驗證。

線性模型遺漏空間交互效應的穩健性檢驗。該步檢驗遵循“從特異到一般(From Specific to General)”的思路，即分別將線性模型和空間模型的設定結構視作特異性和一般性，估計線性模型后，就其殘差是否遺漏兩種空間交互效應(空間滯后項和空間誤差項)進行(穩健)LM檢驗。檢驗結果見表2。

表2 經典線性P-L(2001)模型遺漏空間 交互效應的穩健性檢驗

注：省略線性面板模型參數估計值以節省版面。***代表在1%的置信度水平；[]為p值。

表2在面板數據的各種固定效應設定下，就線性模型是否遺漏空間交互效應進行檢驗，從檢驗結果可知，經典P-L(2001)模型不應遺漏空間交互效應：①首先，從遺漏空間交互效應的檢驗看，無論采用哪種固定效應設定形式，LM值都可以在1%的置信度水平上拒絕“P-L(2001)模型沒有遺漏空間滯后項(Spatial Lag)或空間誤差項(Spatial Error)”的原假設，穩健LM值所得結論亦是如此。這就直接拒絕了線性模型是對數據樣本的最適擬合。②其次，從線性模型的擬合優度看，四種固定效應設定形式下的擬合優度均較低，截面固定效應設定形式下的擬合優度最高，但也僅為0.4519，結合擬合優度的定義，這就提示線性模型可能遺漏了比較重要的解釋變量。另外，針對截面、時期固定效應聯合檢驗結果均表明在1%的置信度水平上無法拒絕“截面或時期固定效應聯合不顯著”的原假設，說明空間面板模型應同時采用截面和時期雙向固定效應。

空間面板模型設定形式的穩健性檢驗。該步檢驗遵循“從一般到特異(From General to Specific)”的思路，因為本文空間擴展所得模型是空間杜賓模型(SDM)，較之空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)，其模型設定形式具有一般性，本質上SDM嵌套(Nest)SLM和SEM[45]，因此該步檢驗就是對設定形式具有一般性的SDM進行參數約束性檢驗，驗證其能否退化成設定形式具有特異性的SLM或SEM，以提高估計效率。檢驗結果見表3。

采用6種空間權重矩陣來估計空間P-L模型(5)式，估計結果報告于表3上半部分；然后對模型設定參數約束性檢驗，檢驗結果報告于表3下半部分。從空間P-L模型的估計結果來看，驗證了之前對經典線性P-L模型遺漏了空間交互效應的推測：①首先，從空間模型擬合優度看，6種空間權重矩陣設定形式下的擬合優度均達到了90%以上，較之經典線性P-L模型的擬合優度有了較大幅度提升，這說明經典線性P-L模型遺漏了具有重要解釋力的空間交互變量，而空間模型在納入這些空間交互效應之后，增強了模型解釋力度，比經典線性P-L模型設定更為合理。②其次，從代表空間相關性的參數γ估計值看，6種空間權重矩陣設定形式下均為正，且均至少在5%的置信度水平上具有顯著性，這也從側面說明空間模型建立的合理性；其經濟釋義說明在扣除掉資本和勞

表3 空間P-L模型設定形式的穩健性檢驗

注：空間P-L模型的參數估計沒有經濟意義，故未報告以節省版面；隨機效應估計值未予以報告。()和[]中分別為t值和p值。

動力這兩種有形要素投入之后，無形生產要素對經濟產出的貢獻在區域間是具有較強相關性的，這也暗示非物化型技術這種無形生產要素存在空間溢出效應。

從空間模型參數約束性檢驗結果看，無論采用哪種空間權重矩陣，Wald和LM值均可在1%的置信度水平上拒絕“SDM可退化成SLM或SEM”的原假設，這說明本文理論上依據非物化型技術空間溢出屬性對經典P-L(2001)模型擴容得到的空間設定結構，在對實證樣本的數據生成方式進行擬合時，與SLM和SEM模型存在本質區別，SDM才是對樣本數據的最適擬合。另外，空間面板模型的Hausman檢驗值可在1%的置信度水平上拒絕“隨機效應估計與固定效應估計不存在系統性偏差”的原假設，故此處僅報告SDM的固定效應估計結果，隨機效應估計結果予以省略，后文經濟釋義參照固定效應估計結果。

2.OFDI非物化型技術兩階段空間逆向溢出效應

表4按LeSage等(2009)的偏導矩陣法給出了兩階段技術外溢效應估計結果[38]。

表4 基于偏導矩陣法測度的兩階段技術外溢效應

首階段技術外溢效應。從三種外溢渠道的首階段技術外溢效應看，可得如下結論：①OFDI產生了顯著的逆向技術外溢。6種空間權重矩陣設定形式下的OFDI首階段逆向技術外溢效應不僅為正，而且均至少在5%的置信度水平上顯著。說明中國通過對OECD國家的物化型資本品輸出，獲得了非物化型技術反饋，有利于本國TFP提升，也證實了在“走出去”的國家大背景下，我國對OECD集團的直接投資屬于戰略性資產獲取型。②進口貿易和FDI產生了顯著的技術外溢。6種空間權重矩陣設定形式下的進口貿易和FDI首階段技術外溢效應均為正，且大都也在5%的置信度水平上顯著。說明這兩種渠道也產生了技術外溢，這與之前大多數研究所得結論保持一致。由于進口貿易和FDI是將物化型資本品從OECD國家輸入到我國，同時也必將伴隨國外先進做法和觀念的引進，因此進口貿易和FDI的首階段技術外溢實質上是混合了物化型技術和非物化型技術。③進口貿易與FDI的首階段技術外溢效應強于OFDI的首階段非物化型技術外溢效應。以采用復合權重矩陣為例(2W)，進口貿易與FDI的首階段技術外溢效應分別為0.0521和0.0654，表明進口貿易和FDI的技術外溢強度每提高1%，給TFP分別帶來5.21%和6.54%的提升[注]模型估計時僅自變量均采用自然對數形式。，強于OFDI非物化型技術逆向溢出給TFP帶來的2.78%提升。這一對比結論在使用其他空間權重矩陣的情況下同樣具有穩健性。之所以進口貿易與FDI的首階段物化型技術外溢效應，要強于OFDI的首階段非物化型逆向技術外溢效應，原因可能與當前中國產業結構處于轉型期有關。眾所周知，改革開放以來國內經濟發展最缺的就是工業建設所需的各種資本品設備，而此時進口貿易以及通過外商直接投資引進的資本品設備很好地彌補了國內對物化型技術的巨大需求缺口，而以管理經驗、品牌意識等為代表的非物化型技術還不是進口和招商引資所在地區在此時經濟發展的優先考慮，這就直接表現為進口貿易和FDI在首階段表現出來的物化型技術外溢效應強于OFDI在首階段的非物化型技術逆向外溢效應。④國內研發知識資本存量局域外溢效應顯著。6種空間權重矩陣設定形式下的國內研發知識資本存量局域外溢效應，不僅為正且大都也在5%的置信度水平上顯著。表明國內技術自主創新促進了TFP進步，復合權重矩陣的估計結果顯示國內研發知識資本存量的局域溢出給TFP帶來2.87%的提升，這一系數與OFDI逆向技術外溢效應估計值相當，但低于進口貿易和FDI技術外溢效應估計值。

二階段技術外溢效應。從三種外溢渠道的二階段技術外溢效應看，可得如下結論：①OFDI逆向溢出的非物化型技術在中國內陸區域間產生了顯著的后續二次溢出。分別采用6種空間權重矩陣的估計結果顯示，OFDI在第二階段的非物化型技術外溢效應不僅全為正，而且大都也在5%的置信度水平上具有統計顯著性。這說明中國企業通過OFDI在OECD國家獲取的非物化型技術不會僅用于海外市場，也會用于母國國內市場，對中國內陸區域產生了空間溢出效應，這就驗證了Fosfuri等(2010)納入“逆向技術溢出”因素的OFDI決策模型的理論預測[8]。②伴隨進口貿易和FDI引進的非物化型技術產生了顯著的后續二次溢出。分別采用6種空間權重矩陣的估計結果顯示，進口貿易和FDI于第二階段的技術外溢效應不僅均為正，而且大都也在10%的置信度水平上具有統計顯著性，僅在地理權重矩陣(1W)設定形式下，進口貿易第二階段技術外溢效應沒有通過顯著性檢驗。表明進口貿易和FDI在將物化型資本品引進到貿易所在地及投資發生地之后，伴隨而來的非物化型技術不會僅停留于物化型資本品所在的局域地區，而是之后還會對中國內陸區域形成后續二次溢出。③OFDI第二階段的非物化型技術溢出效應強于進口貿易和FDI第二階段的非物化型技術溢出效應。以復合權重矩陣為例，OFDI第二階段的技術外溢效應估計值為0.0488，分別高于第二階段進口貿易技術外溢效應0.0061和FDI技術外溢效應0.0034。這說明相對于進口貿易與FDI所側重溢出的物化型資本品技術，OFDI溢出的非物化型技術還會在后續第二階段持續提供強大推助力給TFP。OFDI第二階段技術外溢給TFP帶來4.88%的提升，與其第一階段技術外溢給TFP帶來2.78%的提升相比，前后相差2.1%，增幅非常明顯；而與此形成強烈反差的是，進口貿易與FDI在第一階段的技術外溢給TFP分別帶來5.21%和6.54%的提升，但到了第二階段，兩外溢渠道對TFP的提升效果就分別降至0.61%和0.34%，降幅非常明顯，這說明進口貿易與FDI主要給中國帶來物化型資本品技術，伴隨兩者的非物化型技術外溢效應并不如OFDI那樣強烈。④國內技術自主創新的廣域外溢效應不顯著。分別采用6種空間權重矩陣的估計結果顯示，國內研發知識資本存量的廣域外溢效應估計值雖然為正，但均未通過顯著性水平檢驗，表明國內自主創新技術還未能形成空間擴散。

總溢出效應。總溢出效應是對首階段、次階段這兩階段外溢效應的匯總估計。對三種外溢渠道總溢出效應的對比分析可得如下結論：①進口貿易、FDI和OFDI這三種外溢渠道的總溢出效應不僅為正且大都具有統計檢驗的顯著性，僅進口貿易的總溢出效應在使用空間權重矩陣1W時未能通過最低限度(10%)的置信度檢驗，這表明改革開放以來，無論是進口貿易還是FDI、擬或是OFDI，均在總體上顯著提升了我國全要素生產率水平，這一結論與之前大多數類似研究所得結論是相同的。因此，今后需要進一步并深入擴大對外開放領域，讓我國經濟增長轉型升級持續獲得來自外部市場的支持。②OFDI的總外溢效應大于進口貿易與FDI的總溢出效應，這一結論無論是采用哪種空間權重矩陣均成立，且這一對比結果與第二階段三種外溢渠道的外溢效應對比結果保持一致，這說明雖然進口貿易與FDI直接引進的物化型資本品技術在第一階段對所在地區的經濟增長貢獻更為明顯，但就中國內陸區域之間的技術擴散效應而言，OFDI通過物化型資本品設備輸出而從海外市場反饋回來的非物化型技術，對中國內陸其他地區的經濟增長貢獻則更為明顯，其中原因不外乎與三種溢出渠道所外溢的技術類型有關，進口貿易與FDI所溢出的技術類型主要是物化型技術，這些具有實體物理形態的資本品設備只能固定于其所在的局域地區使用，對周邊廣域地區經濟增長的支持則極其有限，而OFDI是將本國的實體資本品技術輸出到海外市場，借此反饋回來國際市場較為前沿的非物化型技術，而這種不具有實體物理屬性的隱性技術具有明顯的空間擴散屬性，不僅能在局域空間促進經濟增長，而且其所具有的區域間復刻性還能顯著促進廣域空間范圍內其他地區經濟增長。故整體來看，OFDI所外溢的非物化型技術對我國經濟全要素生產率的提升能夠產生更大的影響。

五、結論及政策建議

通過區分FDI和OFDI技術外溢類型，依據非物化型技術空間外溢屬性將Pottelsberghe和Lichtenberg(2001)開創的OFDI逆向技術外溢模型予以空間擴容，實證檢驗2002-2015年間OFDI對中國大陸30省的非物化型技術兩階段空間逆向溢出效應，結果顯示：三種外溢渠道均對中國TFP產生了技術外溢效應；其中進口貿易和FDI的首階段技術溢出效應強于OFDI的首階段非物化型技術外溢效應，但進口貿易和FDI帶來的非物化型技術在中國內陸區域間的第二階段技術外溢效應卻弱于OFDI第二階段非物化型技術外溢效應；國內技術自主創新僅有利于局域TFP提升，未能產生廣域空間溢出效應；上述結論在置換不同空間權重矩陣時具有穩健性。表明進口貿易和FDI側重溢出的物化型資本品技術有別于OFDI逆向溢出的非物化型技術，OFDI非物化型技術的廣域空間外溢更有助于TFP提升。

基于上述結論，我們提出以下幾點政策建議：①繼續堅持改革開放和“走出去”的方針政策，優先發展對外直接投資。三種外溢渠道都對中國產生了技術外溢效應，說明開放條件下通過吸收國際科技創新，有助于我國經濟持續健康發展；但應大力發展對外直接投資，因為實證結果顯示OFDI的非物化型技術溢出比進口貿易和FDI更能夠在中國內陸廣域空間范圍內推動TFP提升，同時多年以來“市場換技術”引資策略的失誤以及“三來一補”粗加工貿易模式的實踐，都說明在目前中國經濟轉型的關鍵節點上，更應該主動“走出去”，通過接近世界科技發展的最前沿來彌補國內自主創新環節的薄弱。同時，在當前戰略發展期，由于包括經驗、技能、信息等在內的非物化型技術形態具有隱性知識和文化的屬性，所以在中國企業“走出去”過程中，還要重視知識產權保護和國家文化安全的維護[46]。②甄選對外直接投資的目標國和目標產業，完善國內非物化型技術空間擴散所需的軟硬件環境。投資去向國和去向產業決定了逆向溢出的技術先進性和實用性，因此投資的目標國應該選取那些擁有百年市場經驗沉積且擁有全球產、學、研網絡體系的國家，投資的目標產業也應該是那些已經形成產業集聚且能夠吸引全球科技人才的戰略性新興產業，包括集成電路產業、軟件產業、云計算產業、物聯網產業、移動互聯網產業、電子商務產業、生物醫藥產業、新能源產業和文化創意產業等，加快推進制造與服務的協同發展，促進商業模式創新和業態創新，大力發展與制造業緊密相關的生產性服務業，推動服務功能區和服務平臺建設。正如2016年《“十三五”國家戰略性新興產業發展規劃》中提出的那樣，要開啟多業態聯動的創意開發模式，提高不同內容形式之間的融合程度和轉換效率，努力形成具有世界影響力的數字創意品牌，支持中華文化“走出去”。此外，應進一步完善快捷方便的交通通訊基礎設施，為人力資本的空間流動提供硬件條件，同時在區域制度變革以及人力資本積累上狠下功夫，以承接非物化型技術的空間擴散。③結合新時代“一帶一路”倡議和高質量發展戰略目標，以供給側結構性改革為主線，激發各類企業主體“走出去”活力，不斷提升全要素生產率。以“一帶一路”沿線國家為主要投資目標的中國OFDI快速崛起，是與2013年國家提出的“一帶一路”倡議分不開的，同時與新時代國家高質量發展戰略目標也具有一致性。作為推動高質量發展的主線，供給側結構性改革客觀要求推進要素市場化配置改革，淘汰落后產能，大力培育新動能，強化科技創新，推動互聯網、大數據、人工智能和實體經濟深度融合，真正實現產業結構優化升級[47]。同時，作為推動中國經濟高質量發展的微觀基礎，企業這一市場主體極為重要，我們不僅要深化國有企業改革，不斷提升國有企業生產效率和競爭力，而且還需要大力支持民營企業發展，全面落實產權保護政策，消除產權保護的所有制歧視，激發和保護企業家精神，為有實力的中國企業“走出去”爭取公平的國際競爭環境。