對外直接投資、吸收能力與地區創新產出

劉宏 趙恒園 李峰

摘要：利用2003—2016年中國省際面板數據，運用門限回歸模型，從吸收能力視角實證考察了對外直接投資對地區創新產出的影響。研究發現，對外直接投資對創新產出的影響存在明顯的地區差異。其中，東部、中部和西部地區對外直接投資對創新產出的影響顯著為正，東北部地區并不顯著。進一步研究發現，研發投入強度和資本密度2個吸收能力因素在對外直接投資對地區創新產出影響中存在雙重門限效應，技術差距和市場化程度存在單一門限效應，且在研發投入強度、資本密度、市場化程度特征值跨越相應門限值，技術差距特征值低于相應門限值時，對外直接投資的正向影響效應明顯加強。同時，各地區吸收能力因素特征值與相應門限值的距離存在顯著差異，大部分地區的資本密度特征值已跨越了相應門限值、技術差距特征值也已低于相應門限值，但部分西部和東北部地區的研發投入強度及市場化程度特征值仍處于門限值以下。

關鍵詞：對外直接投資;創新產出;逆向技術溢出;門限效應

中圖分類號：F125 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1007-2101（2019）04-0038-12

通過對外直接投資（OFDI）獲取國外先進技術是一國培育其競爭優勢的重要途徑。過去，中國的對外開放以吸引外商直接投資為主，以期實現“市場換技術”，但受制于發達國家對核心技術的保護，這一技術轉移效果并不理想。當前，隨著對外直接投資的規模擴張和結構完善，對外直接投資逐漸成為中國主動吸收國外先進技術、提高技術開發和自主創新能力的更為有效的途徑。為加快實施“走出去”戰略，2003年4月商務部出臺的《關于做好境外投資審批試點工作有關問題的通知》提出，率先在北京等12個省市試點下放對外直接投資審批權限、縮短對外直接投資審批流程。2015年5月國務院發布的《關于構建開放型經濟新體制的若干意見》提出，確立并實施新時期走出去國家戰略，加強統籌謀劃和指導，確立企業和個人對外投資主體地位，努力提高對外投資質量和效率。2016年11月國務院發布的《“十三五”國家戰略性新興產業發展規劃》明確指出，支持產業鏈“走出去”，并將“走出去”獲得的優質資產、技術、管理經驗反哺國內，形成綜合競爭優勢。在上述一系列政策的支持和引導下，中國OFDI迅猛發展。據國家商務部、統計局、外匯管理局聯合發布的《2016年度中國對外直接投資統計公報》顯示，中國OFDI流量從2003年的28.5億美元攀升至2017年的1 582.9億美元，年均增長率為33.2%。截至2017年底，中國OFDI存量為18 090.4億美元，位居全球第二。此外，部分研究表明OFDI有助于一國接觸全球研發資源、促進國內技術進步（蔣冠宏和蔣殿春，2014）[1]。那么，OFDI究竟能在多大程度上促進國內自主創新？影響這一促進作用的因素又有哪些？對這些問題展開研究，一方面有利于我們對過去的OFDI活動進行評價;另一方面能夠為有效利用OFDI獲取技術創新收益提供參考。

很多研究都對OFDI的逆向技術溢出效應作出了論述，其中多數集中在OFDI對母國經濟發展的貢獻、OFDI對母國技術創新的影響機制和OFDI溢出效應的影響因素三個方面。第一，在OFDI對母國經濟發展的貢獻方面，現有研究發現OFDI能夠促進母國的產業結構升級和技術進步（白潔，2009;沙文兵，2012）[2-3]，拉動母國的經濟增長（李思慧、于津平，2016）[4]，改善母國的就業狀況（李磊等，2016）[5]。同時，不同省份獲得的收益存在明顯差異（沙文兵，2012）[3]。第二，在OFDI對母國技術創新的影響機制方面，現有研究指出有的企業通過在海外建立分支機構嵌入當地生產網絡，以上下游溢出等方式獲取先進知識和技術（Javorcik，2004;陳菲瓊和虞旭丹，2009）[6-7]，有的企業通過并購國外企業直接獲得國外的先進技術和研發資源（Potterie和Lichtenberg，2001;蔣冠宏，2017）[8-9]。進行OFDI的企業在掌握這些技術后，會在國內形成競爭效應、示范效應和關聯效應，推動其所在產業和相關產業創新水平提高（王恕立和李龍，2012）[10]。第三，在OFDI溢出效應的影響因素方面，現有研究大致圍繞東道國和母國的經濟特征展開。一方面，東道國的制度環境、市場規模和創新水平等多個和經濟發展相關的因素都會對溢出效應產生積極的促進作用（歐陽艷艷，2010;蔡冬青和劉厚俊，2012;Driffield等，2014）[11-13];另一方面，母國的服務水平、企業性質等是影響對外直接投資發展的重要因素（鄭文，2011）[14]，母國的人力資本、研發投入和對外開放程度等多個吸收能力因素均為轉化和利用研發知識提供了重要保障（Li等，2016;尹東東和張建清，2016）[15][16]。

上述文獻為研究OFDI對地區創新產出的影響提供了有益探索，但仍存在以下兩方面局限：一方面，現有文獻多在整體上考慮OFDI溢出效應的大小，而較少對不同地區獲得的收益作出比較，缺乏對溢出效應的全面描述;另一方面，現有文獻較多關注影響溢出效應的東道國因素，而較少對影響溢出效應的母國吸收能力因素進行檢驗，缺乏對溢出效應的充分解釋。基于此，本文以表征吸收能力的各因素為門限變量，利用2003—2016年中國省際面板數據，對OFDI逆向技術溢出影響地區創新產出的門限效應進行檢驗，并為各地區提高OFDI收益提出有針對性的建議。與現有研究相比，本文的主要貢獻是：（1）構建門限回歸模型，對OFDI對地區創新產出的非線性影響進行實證檢驗，豐富了對溢出效應的分析;（2）基于母國吸收能力視角比較不同地區獲得的OFDI收益，完善了對OFDI溢出效應影響因素的分析;（3）以測算的門限值為標準，結合對各地區吸收能力因素特征值的計算，比較了各地區研發投入強度、資本密度、技術差距和市場化程度特征值與門限值的差距，對地區間OFDI收益差異進行了合理解釋。

一、理論分析與研究假設

Cohen和Levinthal（1990）[17]指出吸收能力是幫助企業識別、消化和轉化外部信息的關鍵因素，Borenztein（1998）[18]和Blomstrom（1999）[19]也發現當吸收能力到達一定的門限后，后發國家才能高效吸收和利用技術外溢。地區通過OFDI獲得了外部知識，而有時候外部知識并不能直接促進地區的創新產出，即通過OFDI獲得的收益需要地區吸收能力將外部知識內生化來發揮作用。依照吸收能力理論，即使不同地區都積極開展了對外直接投資活動，由于地區吸收能力的不同，在OFDI中所獲的收益也不盡相同。由此可見，只有當吸收能力有效地處理外部知識，并與地區本身的生產能力相結合，才能夠顯著提升OFDI收益。本文將吸收能力分為研發投入強度、資本密度、技術差距和市場化程度四個方面。

1. 研發投入強度。研發投入既是改善地區科技創新現狀的重要資金來源，又體現了各地區的創新意識（葉建平等，2014）[20]。當地區研發投入強度較大時，地區的創新活動更加頻繁，對于外部知識的吸收能力也越強，而當地區創新意識不足夠強烈時，則有可能導致對外部知識的學習效應不明顯。

假設1：研發投入強度越高，越有利于OFDI對地區創新產出的影響。

2. 資本密度。“干中學”理論把知識看作資本的函數，強調了資本對于一個國家產品產出和創新的重要意義，即資本密度強化了地區對知識的利用和轉化。同時，資本投入越多，越易于帶來規模經濟，地區的經濟發展程度越高，也為知識溢出提供了重要保障。

假設2：資本密度越高，越有利于OFDI對地區創新產出的影響。

3. 技術差距。技術差距體現了對于先進技術吸收的邊界性，本地技術水平與外部技術水平的差距較小，說明外部知識更符合本地的技術需求，能夠為本地帶來較好的上升空間，引導本地產業發展。此時，地區對于外部知識的吸收和學習速度也越快，從而更有利于成果轉化。

假設3：技術差距越小，越有利于OFDI對地區創新產出的影響。

4. 市場化程度。有效率的市場結構能夠對經濟主體的創新活動產生重要影響力，從而有可能促進OFDI逆向技術溢出效應。市場化程度越強，地區的競爭制度越完善，對外部知識的利用也更加充分合理，總體生產效率較高。

假設4：市場化程度越強，越有利于OFDI對地區創新產出的影響。

二、模型構建及變量選取

（一）模型構建

Grossman和Helpman（1991）[21]闡述了開放經濟與技術進步的關系，指出進口貿易有助于進口國的技術進步。Coe和Helpman（1995）[22]據此構建了國際研發溢出模型，并驗證了進口貿易的技術溢出效應。進一步，Potterie和Lichtenberg（2001）[8]又將外商直接投資和對外直接投資納入其中，形成了L-P模型，如式（1）所示。

其中，TFP表示國內全要素生產率，Sid表示國內研發資本存量，Sifm、Siff和Sift分別表示通過進口貿易、外商直接投資和對外直接投資渠道獲取的國外研發資本存量。L-P模型在測算國際研發溢出對一國經濟影響方面得到了廣泛認可和應用，如李梅、柳士昌（2011）[23]同時衡量了中國的進口貿易、對外直接投資和外商直接投資的溢出效應，汪思齊、王恕立（2017）[24]考察了不同行業對外直接投資和外商直接投資對生產率的影響差異。

根據L-P模型可知，推動一國技術創新的路徑主要包括國內研發投入、對外直接投資、外商直接投資（IFDI）和進口貿易（IM）。其中，國內的自主研發投入能夠直接帶來技術進步和創新能力提升，OFDI、IFDI和IM則是通過研發溢出間接帶動國內創新發展。本文借鑒這一模型，以創新產出為被解釋變量，以OFDI逆向技術溢出為核心解釋變量，同時參考宋躍剛、杜江（2015）[25]的研究，將人力資本作為控制變量納入模型，構建如下計量模型：

其中，P表示創新產出，SD表示國內研發資本存量，SFofdi、SFifdi和SFim分別表示通過OFDI、IFDI和IM途徑所溢出的國外研發資本存量，H表示人力資本，μi表示省份個體效應，ε表示隨機干擾項。

依照上述理論分析，只有當地區吸收能力有效地處理外部知識，并與地區本身的生產能力相結合，才能夠顯著提升OFDI收益。因此有必要對母國的吸收能力加以衡量，構建吸收能力與OFDI溢出效應之間的內在聯系。Hansen[26]于1999年提出的門限回歸模型對于這種變量間的非線性關系進行了很好的闡釋。該方法的優點在于將分段門限值的外生主觀判定改為由模型本身決定，因而能夠更為準確地識別內生門限值。借鑒這一做法，以表征吸收能力的各因素為門限變量，將式（2）擴展為以OFDI逆向技術溢出為核心解釋變量的面板門限模型：

其中，qi為門限變量，γ為對應門限值，α1、α2分別為門限變量在不同條件下OFDI逆向技術溢出影響創新產出的估計參數。假設存在雙重門限時，上述模型可寫作：

雙重門限模型將變量間的關系劃分為三個階段，當門限變量qi位于不同取值區間時，OFDI對創新產出的影響程度不同。由此可見，門限模型拓寬了對OFDI與創新產出之間直接聯系的研究，較好估計了吸收能力在OFDI溢出效應中的作用，并有利于對地區間溢出效應差異做出合理解釋。

（二）數據處理及變量說明

全球創新資源主要分布在研發活動旺盛、經濟發展穩定的發達國家，而技術擴散受到地理因素制約，因此將OFDI分布在高新技術區域是接近先進研發資源、獲取國際技術溢出的重要方式（程惠芳、陳超，2016）[27]。參考2016年世界知識產權組織和美國康奈爾大學等機構聯合發布的《全球創新指數報告》以及美國彭博社發布的《彭博創新指數》中各國的排名情況，并結合中國商務部、統計局、外匯管理局聯合發布的《2016年度中國對外直接投資統計公報》中有關中國對外直接投資區位流向的情況，同時考慮各國研發存量數據的大小及可得性，本文最終選取了加拿大、德國、丹麥、西班牙、芬蘭、法國、英國、意大利、日本、韓國、荷蘭、新加坡、美國和中國香港等14個國家和地區作為中國吸收國際技術的主要來源地。截至2016年底，中國在上述14個國家和地區的OFDI存量占中國全部OFDI存量的70%左右。

根據2005年國務院發展研究中心頒布的《地區協調發展的戰略和政策》，將中國經濟區域劃分為東部、中部、西部和東北部4個地區。其中，東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，東北部地區包括遼寧、吉林和黑龍江。由于西藏地區數據缺失嚴重，在實證分析時并未考慮。各變量的獲取和處理過程如下。

1. 創新產出。自主創新是指地區憑借一系列的研發活動，在科技、知識領域有所突破，最終實現科技成果轉化的能力（陳菲瓊、虞旭丹，2009）[7]?，F有研究對于自主創新的衡量大多圍繞創新投入、創新效率和創新產出展開，其中創新投入通常用研發支出表示（王永進、張國峰，2015）[28]，創新效率通常用生產率表示（Behera和Goldar，2012）[29]，創新產出通常用專利數量或新產品銷售額表示（劉煥鵬，2015;余明桂等，2016;張云、趙富森，2017）[30-32]。然而，研發支出僅代表了對創新活動的資金投入，并不一定能轉化為創新成果;生產率體現了除勞動和資本以外所有剩余因素帶來的技術進步，并不完全等價于自主創新能力;新產品銷售收入主要衡量了創新成果的市場價值，但并不能反映技術的自主知識產權;而專利更好地保證了創新活動的新穎性，是創新活動的重要產出代表，因此以專利來衡量地區自主創新能力會優于其他指標。在國家知識產權局對專利的三種劃分中，與實用新型專利和外觀設計專利相比，發明專利對自主創新能力的要求更高，往往涉及產品和產業的核心技術。因此，本文參考劉煥鵬（2015）[30]和余明桂等（2016）[31]的做法，采用歷年《中國科技統計年鑒》中的發明專利授權量表示各省份的創新產出。

2. 國內研發資本存量。國內研發資本作為創新活動的直接資金投入，為創新產出提供了重要保障。根據Griliches（1992）[33]提出的永續盤存法，以2003年為基期，將一國的研發資本存量表示為：

其中，SDt表示t時期一國的研發資本存量，RDt表示t時期實際研發支出，RDt由名義研發支出經固定資產投資價格指數平減后得到?；谘邪l資本存量S0=RD0/（g+δ），其中g表示樣本時期內一國研發支出的實際年均增長率，δ表示研發資本的折舊率，參考Coe和Helpman（1995）[22]、Wang和Yao（2003）[34]、李娟等（2017）[35]的方法，δ取5%。同理，借助上述計算公式可得到各省份的研發資本存量。各省份名義研發支出和固定資產投資價格指數來源于國家統計局。

3. 通過對外直接投資溢出的國外研發資本存量。對外直接投資通過將國外先進技術傳遞至國內，從而影響了各地區的創新水平。借鑒Potterie和Lichtenberg（2001）[8]、白潔（2009）[2]在計算國外溢出研發資本存量時的做法，將通過OFDI溢出到中國的國外研發資本存量表示為：

其中，OFDIjt表示t時期中國對j國的直接投資存量，Yjt表示t時期j國的GDP，Sjt表示t時期j國的研發資本存量。以各省份OFDI存量在全部省份OFDI存量中的占比為權重，將各省份通過OFDI獲得的國外研發資本存量表示為：

其中，OFDIit表示t時期中國i省的對外直接投資存量。仿照李娟等（2017）[35]的做法，首先利用世界銀行公布的R&D支出占GDP比重、GDP以及GDP平減指數（換算為2003年為基期）計算各國歷年的實際研發支出，再借鑒國內研發資本存量的計算方法求出j國各時期的研發資本存量，折舊率同樣取5%，最后結合上式計算各省份的OFDI研發溢出。對外直接投資數據來源于歷年《中國對外直接投資統計公報》。

4. 通過外商直接投資溢出的國外研發資本存量。作為獲取知識溢出的國際渠道之一，外商直接投資會在國內形成示范效應、產業關聯和競爭效應等，從而提升本地區的技術創新（Gorg和Greenaway，2004）[36]。與OFDI溢出研發資本存量計算方式類似，通過IFDI溢出到中國的國外研發資本存量可表示為：

其中，IFDIjt表示t時期中國利用j國的外商直接投資規模，IFDIit表示t時期中國i省的實際利用外資規模，其他含義同上。各省份實際利用外資數據來源于wind數據庫。

5. 通過進口貿易溢出的國外研發資本存量。進口貿易是國際交流合作的重要方式，進口產品中包含的技術能夠帶動國內上下游產業發展，同時這種貿易合作也對國內的創新提出了新的要求（Coe和Helpman，1995）[22]。與OFDI溢出研發資本存量計算方式類似，通過IM溢出到中國的國外研發資本存量可表示為：

其中，IMjt表示t時期中國自j國的進口規模，IMit表示t時期中國i省的進口規模，其他含義同上。國家層面進口數據來源于世界銀行和聯合國貿發會議數據庫，省份層面進口數據來源于中國統計年鑒。

6. 人力資本。人才是創新的主體，人才本身擁有的專業素養和技術水平也是極為重要的創新要素（宋躍剛和杜江，2015）[25]。Barro和Lee（1993）[37]最早提出了用勞動力平均受教育年限來近似測算人力資本。本文借鑒這一做法，將受教育程度劃分為小學、初中、高中和大專及以上四個方面，對應的受教育年限依次記為6年、9年、12年和16年，則各省份人力資本（H）的計算公式可表示為就業人數比重與受教育年限的加權平均，即：小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學歷比重×16。就業人員受教育程度數據來源于各省統計年鑒。

7. 吸收能力。①研發投入強度。本文以各省份研發支出在地區生產總值中的占比表示研發投入強度（RDI），數據來源于《全國科技經費投入統計公報》。②資本密度。本文以人均資本占有量表示資本密度（K/L），首先以單豪杰（2008）[38]的估算公式為基礎推導出基期資本存量，利用永續盤存法求出各地區的固定資本存量，進而求出其與就業人數的比值，再取對數lnK/L。各省份固定資產投資、固定資產投資價格指數來源于國家統計局，就業人數來源于各省統計年鑒。③技術差距。借鑒李梅和柳士昌（2012）[39]的做法，本文用中國各地區勞動生產率與上述14個國家和地區平均勞動生產率的比值來表示技術差距（GAP）。各國GDP和就業人數來源于世界銀行，中國各地區生產總值來源于國家統計局。④市場化程度。樊綱等（2011）[40]編制的中國市場化進程指數綜合評價了各地區市場化改革的進程，本文利用這一指數作為市場化程度（MAR）的代表，探究其在溢出效應中的作用。王小魯等（2017）[41]在《中國分省份市場化指數報告》中，以2008年為基期測算了2008—2014年中國各省份的市場化指數，因此需要對其他年份予以補充。參考韋倩等（2014）[42]的做法，首先，以2008—2014年省際市場化指數為被解釋變量，以省際非國有及國有控股企業工業總產值所占比重（non_state）為解釋變量，根據以下方程估計系數？姿0、？姿1和？啄i：MARit=？姿0+？姿1non_stateit+？啄i+？著。其次，依據系數估計值和2003—2016年省際非國有及國有控股企業工業總產值比重對省際市場化指數進行擬合。最后，將王小魯報告的2008—2014年省際市場化指數和擬合得到的其他年份的市場化指數相結合，作為在實證研究中所需要的市場化指數。省際非國有及國有控股企業工業總產值、規模以上工業企業工業總產值來源于《中國工業經濟統計年鑒》及各省份統計年鑒。

三、實證分析

（一）基準回歸及分析

由上文分析可知，對外直接投資主體通過技術擴散等方式獲取國外研發知識，并將這些先進技術傳遞回母國，在國內形成示范、競爭和關聯等效應，最終帶動國內創新產出的提高。因此，本文首先對OFDI對國內創新產出的影響進行驗證，從表1可以看出，發明專利授權量、對外直接投資研發溢出量、技術差距等變量的最小值與最大值間相差較大，這表明OFDI帶來的溢出效應可能在地區間有所不同。

考慮到本文的研究可能存在內生性問題，當地區的創新產出提高時，各地區可能更有意愿投資到高新科技領域、與國際先進企業合作，即創新產出有可能提高了各地區OFDI的積極性。Caner和Hansen（2004）[43]通過引入工具變量，對包含內生解釋變量的門限模型進行了估計，以減弱內生性問題。本文參考劉海云和石小霞（2018）[44]的做法，采用OFDI研發溢出量的滯后項作為工具變量進行實證檢驗。

以滯后一階解釋變量（L.lnSFofdi）為工具變量，并按照經濟區域劃分，分別對全國各地區依式（2）進行實證檢驗。由表2回歸結果可知，從全國層面來看，OFDI已成為僅次于國內研發資本存量、人力資本之外，提升中國創新產出的第三大主渠道。OFDI研發溢出存量每變動1%，能帶動全國創新產出增加0.262%，且顯著。從影響系數的符號和大小來看，一方面，中國對全球研發密集區域的直接投資在提升國內創新能力方面的確起到了積極的作用;另一方面，OFDI對創新產出的促進作用有待改善，說明可能存在某些因素影響了這一溢出效應。

從區域維度來看，各地區獲得的OFDI逆向技術溢出效應明顯不同，其中：（1）東部和中部地區在OFDI活動中收益最大，且高于全國水平。東部地區OFDI研發溢出存量每變動1%，能帶動地區創新產出提高0.339%。對此可能的解釋是，東部和中部地區更傾向于投資到國外的高新技術產業，如裝備制造業、信息科技產業等，并以獲取東道國的研發資源為主要動機。同時，東部和中部地區在研發投入和人力資本培育等方面相對于其他地區具有明顯優勢，這也為對先進知識的吸收和再次創新提供了重要保障。（2）西部和東北部地區在OFDI活動中收益較少，其自主創新仍主要依賴于地區研發投入。西部地區的OFDI收益低于東部和中部地區，東北部地區的OFDI逆向技術溢出則未能顯著促進地區創新產出。對此可能的解釋是，西部和東北部地區的OFDI起步較晚，研發和人力資本儲備水平較低，產業發展落后，技術水平與國外相差較大，因而OFDI溢出效應的積極作用還有待充分釋放。

（二）門限回歸及分析

由前文分析可知，地區的吸收能力越強，對外部知識的管理和轉化能力越強，越有可能在對外直接投資中獲取較大收益。為準確衡量吸收能力對OFDI逆向技術溢出效應的影響，明晰各地區間溢出效應不平衡的深層次原因，分別以研發投入強度、資本密度、技術差距和市場化程度為門限變量，對以OFDI逆向技術溢出為核心解釋變量的門限模型進行估計。表3報告了各變量門限效應檢驗結果，其中，在10%的顯著性水平下，研發投入強度和資本密度在OFDI對地區創新產出的影響中存在顯著的雙重門限效應，技術差距和市場化程度存在單一門限效應。各變量門限值和置信區間如表4所示。

對門限模型的回歸結果如表5所示。同時，依據得出的研發投入強度、資本密度、技術差距和市場化程度門限值，在表6中分別對各省份在2003年、2010年和2016年的吸收能力表現進行描述。從表5的門限回歸結果可以看出，在各吸收能力因素特征值跨越相應門限值時，OFDI逆向技術溢出對地區創新產出的影響發生顯著改變。其中，當研發投入強度特征值低于第一個門限值0.970時，OFDI逆向技術溢出的彈性影響系數為0.069;當研發投入強度特征值超過第一個門限值而小于第二個門限值1.650時，估計系數提高到0.096，且顯著;當研發投入強度特征值超過第二個門限值時，估計系數進一步提高到0.128，且顯著。這說明研發投入強度較大的地區更易于吸收OFDI帶來的研發溢出。由表6中各省份研發投入強度門限值的通過情況可以看出，一方面，中國各省份研發投入強度明顯提升，在2003年全國僅有3個省份的研發投入強度特征值跨越第二門限值，到2016年有8個省份的研發投入強度特征值位于第一和第二門限值之間，共計13個省份超過第二門限值;另一方面，東部地區的研發投入強度最高，在2016年越過第二門限值的13個省份中有7個位于東部地區，2個位于中部地區，3個位于西部地區，1個位于東北部地區，其中，北京以5.96%的研發經費投入強度排名全國第一，上海（3.82%）、天津（3.00%）位居其后。

表5列（2）反映了資本密度在OFDI逆向技術溢出影響創新產出中存在雙重門限效應，隨著lnK/L依次超過第一、第二門限值，OFDI逆向技術溢出的彈性影響系數逐步提高，且均顯著。這表明較高的資本密度可以提高地區對通過OFDI獲取的外部知識的熟練運用，改善創新現狀。同樣，以資本密度門限值劃分各省份，依據表6可知，隨時間推進各省份資本密度顯著提高，且提高程度明顯優于研發資本強度、技術差距和市場化程度。2003年僅有北京和上海的資本密度特征值跨越了第一門限值，沒有省份跨越第二門限值;2010年有16個省份只跨越了第一門限值;到2016年除云南以外，其余所有省份均跨越了第二門限值。

技術差距在OFDI逆向技術溢出影響創新產出中存在單一門限效應。由表5可知，當GAP低于門限值12.095時，OFDI逆向技術溢出的彈性影響系數為0.095，當GAP超過門限值時，這一系數減少至0.063，且顯著。GAP越高表明技術差距越小，較小的技術差距降低了地區對先進技術的學習空間，因而溢出效應會有所減弱。技術差距體現了當前各地區向國外先進技術學習的空間邊界，以技術差距門限值劃分各省份，由于GAP越大意味著逆向技術溢出效應越弱，本文在表6中列出了低于相應門限值、即吸收能力較強的省份。由表6可知，各省份的技術差距狀況在不斷改善：2003年僅有北京、天津和上海3個東部省份與國外技術水平差距的特征值低于相應門限值，其余省份的技術差距特征值均高于門限值;而2016年除貴州、云南和甘肅3個西部省份的技術差距較高以外，其他省份全部低于門限值。

市場化程度綜合反映了地區制度、產品、要素等多方面的發展狀況，對OFDI逆向技術溢出影響創新產出存在單一門限效應。如表5所示，當市場化程度特征值低于門限值5.830時，OFDI逆向技術溢出的彈性影響系數為0.065，當超過門限值時，估計系數提高到0.094，且顯著。這說明市場化程度提高了地區對先進知識的吸收效果。分析各地區市場化程度特征值與門限值的差距情況，由表6可知，一方面，中國各地區的市場化程度同樣取得了改善，2003年北京、天津和遼寧等共計8個省份的市場化程度特征值跨越了門限值，2016年共有19個省份的特征值超過了門限值;另一方面，東部地區的市場化程度最高，2003年跨越門限值的8個省份全部來自東部地區，其他地區沒有省份跨越門限值，2016年東部地區共計9個省份、中部地區共計5個省份和東北部地區2個省份的市場化程度特征值均超過了門限值，而西部地區僅有3個省份的市場化程度特征值位于門限值以上。

（三）穩健性檢驗

為保證研究結果的可靠性，借鑒劉煥鵬和嚴太華（2015）[30]對創新產出的衡量方法，以各省份每萬人發明專利授權量代替發明專利授權量進行穩健性檢驗。通過研究發現，OFDI對創新產出的影響同樣存在地區差異。如表7門限回歸結果所示，門限回歸中各變量的系數符號與原實證結果基本一致。這說明研發投入強度、資本密度、技術差距和市場化程度可以影響OFDI的逆向技術溢出效應，也驗證了前文結論的穩健性。

四、結論與政策建議

隨著經濟全球化的深入發展，中國積極展開對外直接投資活動，從而提高了對國際國內要素的合理利用。本文采用2003—2016年中國省份面板數據，利用門限回歸模型，研究了在不同吸收能力條件下，對外直接投資對地區創新產出的非線性影響。主要研究結論如下：第一，OFDI逆向技術溢出對國內創新產出有正向影響，且影響程度在各地區表現出了明顯差異，其中OFDI逆向技術溢出對東部、中部和西部地區創新產出的影響顯著為正，對東北部地區創新產出的影響并不顯著。第二，表征吸收能力的各因素在OFDI逆向技術溢出對地區創新產出的影響中存在明顯的門限效應。其中研發投入強度和資本密度存在雙重門限效應，技術差距和市場化程度存在單一門限效應，且在研發投入強度、市場化程度、資本密度各因素特征值跨越相應門限值，技術差距特征值低于相應門限值時，OFDI逆向技術溢出對地區創新產出的正向影響顯著加強。第三，從地區資本密度和技術差距特征值與各自門限值的差距來看，大部分地區的資本密度特征值已跨越了相應門限值，技術差距特征值低于相應門限值，并且各地區資本密度和技術差距的改善速度要明顯優于研發投入強度和市場化程度，2003年時僅有2個省份的資本密度特征值跨越了第一門限值，到2016年時高于技術差距門限值的省份也僅有3個，并且除云南以外，所有省份均跨越資本密度第二門限值。第四，從地區研發投入強度和市場化程度特征值與各自門限值的差距來看，大部分東部和中部地區的研發投入強度特征值已經跨越了相應門限值，而部分西部和東北部地區目前仍未跨越研發投入強度門限值，大部分東部地區早在2003年就超過了市場化程度門限值，大部分中部和東北部地區市場化程度特征值目前也已經跨越了門限值，而部分西部地區的市場化程度特征值目前仍處于門限值以下。

綜合上述分析可知，OFDI有利于提高地區創新產出，但這一作用的充分發揮需要以各地區的吸收能力為重要前提，因此各地區應依據自身發展特征采取差異化的政策措施。

第一，提高研發投入強度、加深市場化程度是改善地區吸收能力的重要舉措。在研發投入強度較低的地區，各地區政府未來應大力支持科研機構的建立和發展，注重對科研的準確定位，同時建立完善的科研激勵機制，在資金、財稅等方面給予相應支持。在市場化進程緩慢的地區，各地區政府則應注重構造公平的競爭環境，處理好政府與市場的關系，簡化行政審批手續，大力推進市場化進程。研發投入強度和市場化程度較高的地區則應注重加強這些因素與OFDI的配合，適時加強研發投入和推動市場化進程，提高對外部知識吸收和轉化的速度。

第二，提高自身資本密度、縮小同發達國家或地區的技術差距是各地區持續獲取對外投資收益的重要條件。在國內人口紅利逐漸減弱、就業結構有待完善的背景下，優化地區要素稟賦結構仍然是維持地區吸收能力的重要方式。因此，各地區應繼續提高科技人員占比，加強對勞動人員的專業技能培訓，規范地區固定資本的投入規模和流動方向。同時，由于發達國家或地區的科技水平優化速度較快，中國同這些先進地區的技術差距變化存在不確定性，因此未來各地區應進一步提高對技術進步的要求，密切關注世界前沿科技發展，加強同發達國家或地區在高新領域的合作，努力縮小技術差距。

第三，各地區應結合自身經濟發展實際，采取不同的OFDI政策。東部和中部地區地理優勢明顯，對外經濟交流機遇更多，未來可在OFDI的產業和區位分布上更加注重對技術、知識和效率的追求，靈活選擇新建投資、海外并購和聯合投資等參與方式，繼續依靠OFDI獲取更大收益。而西部和東北部地區的對外經濟交流合作較晚，且目前的自主創新仍然主要依靠研發投入來改善，因此這些地區應注重提升OFDI的質量和效益，總結相關投資經驗，同時調整OFDI結構、優化吸收消化環境。

參考文獻：

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