對外直接投資逆向技術溢出對中國技術創新的影響研究

王雪莉 安同信

摘? ?要：本文基于2006—2018年長江經濟帶的省際面板數據，在利用基準回歸模型檢驗OFDI逆向技術溢出對技術創新促進作用的基礎上，構建了門檻面板模型，檢驗不同經濟開放度下OFDI逆向技術溢出對我國技術創新的影響。實證結果表明，衡量經濟開放度的三個指標中，研發強度和技術差距均存在單一門檻作用，并且對OFDI逆向技術溢出起到明顯地促進作用;而市場開放度則存在雙重門檻，呈現出先促進再阻礙而后又促進的過程。最后，結合長江經濟帶地區的發展實際，提出了利用OFDI促進技術創新的措施建議，以期為我國經濟高質量發展提供參考。

關鍵詞：OFDI;逆向技術溢出;技術創新;門檻效應;經濟開放度

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）03-0030-07

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

一、引言

轉變經濟發展方式、推進集約型經濟發展是經濟發展的根本，而集約型經濟轉換的關鍵是技術的創新。如今，技術創新水平的高低已經成為衡量國家綜合實力強弱的重要標準。技術進步與創新不僅能促進國家經濟水平的不斷提高，而且極大地提高了勞動生產率。近年來，我國積極推行創新驅動發展戰略，研發經費由2006年的567.3億元增長到2018年的19677.9億元，12年內支出增加33.7倍。與此同時，隨著商務部簡化對外直接投資（OFDI），我國的對外直接投資流量從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活動是否存在逆向技術溢出效應？是否顯著促進了我國的技術進步？通過哪些機制提高了我國的技術創新水平？長江經濟帶作為我國經濟發展的重要區域，其對外直接投資是否有效促進了技術創新？實證分析長江經濟帶OFDI的技術溢出狀況，不僅能為當地提供相應的措施建議，也為其他地區發展OFDI提供有益的參考，對我國經濟實現高質量發展具有重要意義。

二、文獻綜述

通過對既有研究文獻進行整理發現，目前學術界對OFDI活動能否促進母國的技術創新的觀點主要有三個方面。

（一）OFDI逆向技術溢出顯著提高了母國的技術創新水平

部分學者發現OFDI逆向技術溢出顯著促進母國的技術創新水平，如國外學者Kogut 和 Chang（1991）[1]、Annma等（2005）[2]、Baldwin和Henrik（2005）[3]研究本國對單一發達國家的對外直接投資，發現其OFDI逆向技術溢出顯著提高了本國的勞動生產率，進而促進了技術創新;譚賽（2019）[4]對“一帶一路”沿線國家進行實證檢驗，結果表明OFDI逆向技術溢出對我國的技術創新有顯著促進作用。部分學者研究OFDI逆向技術溢出影響的區域異質性，如國內學者闞大學（2010）[5]、符磊（2015）[6]和沙文兵（2012）[7]利用省級面板數據進行實證研究發現，逆向技術溢出是存在的，東中西部在吸收能力上存在明顯差異。另外，賈妮莎等（2020）[8]從企業層面研究發現不同投資動機的逆向技術溢出有明顯差異，其中技術尋求型的對外直接投資會顯著提高國內技術創新水平;李娟等（2017）[9]采集2003—2012年數據研究發現OFDI逆向技術溢出整體對我國的技術進步有促進作用，并且往期OFDI和新增OFDI獲得的國外研發資本均對我國的技術創新能力有提升作用。

（二）OFDI逆向技術溢出沒有促進母國的技術創新，甚至出現明顯負向作用

部分學者研究發現OFDI逆向技術溢出的促進作用十分微弱，如Love（2003）[10]對OECD國家的研究表明，OFDI并未對國內技術進步產生作用;國內學者白潔（2009）[11]、劉美玲和黃文軍（2015）[12]運用L-P模型對省級數據研究發現，逆向技術溢出能夠對全要素生產率產生積極影響，但不顯著;劉偉全（2011）[13]從技術創新的視角研究發現對外直接投資對我國的技術進步效應并不明顯。此外，Bitzer和Kerekes（2008）[14]利用國家面板數據研究表明OFDI逆向技術溢出對于非G7國家甚至存在抑制作用;楊浩和孫建（2019）[15]從技術進步角度分析發現，我國存在OFDI的逆向技術溢出效應，但隨著經濟發展水平的提高，相關作用效果不斷減弱。

（三）OFDI逆向技術溢出存在非線性關系

部分學者發現，當吸收能力過低時，OFDI逆向技術溢出沒有促進技術創新水平的提高，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]利用省級面板數據發現，只有吸收能力達到一定的門檻值，OFDI逆向技術溢出才會表現出積極促進。部分學者研究了OFDI逆向技術溢出的階段性影響，如邱麗萍和葉阿忠（2019）[21]以及杜龍政和林潤輝（2018）[22]實證分析結果顯示，OFDI逆向技術溢出在我國存在顯著的創新能力“雙門檻效應”，在創新前、創新啟動和創新加速三個階段，對技術創新有不同的提升效果。秦放鳴和張宇（2020）[23]研究發現OFDI逆向技術溢出和金融集聚均對區域創新具有顯著促進作用，并用交互項證實非線性影響的存在。

從既有研究看，國內外研究學者的實證分析基本局限在R&D溢出的理論框架，OFDI逆向技術溢出的影響因素也存在于特定模型檢驗和分組檢驗，或者構造交互項變量進行實證分析。交互項檢驗帶有很強的主觀判斷，變量的處理具有局限性;除此之外，技術創新的指標選取模糊，大多以吸收能力作為門檻研究。本文利用2006—2018年長三角經濟帶省際面板數據，探究OFDI逆向溢出效應及檢驗逆向溢出中各變量的門檻值。相較既往文獻，本文可能有以下邊際貢獻：第一，避開全要素生產率的切入點，選取創新活動來衡量技術創新，相較于全要素生產率衡量的技術創新變化幅度，能更直觀地反映當期技術創新水平。第二，本文選取經濟開放度作為門檻變量，較吸收能力指標更加全面。經濟開放度是逆向技術外溢的基礎，也是外溢深化的有利條件。以往文獻采用吸收能力來衡量技術能否產生逆向外溢，且已證明我國具有吸收能力，在此基礎上，選取經濟開放度作為促進逆向技術溢出效用最大化的重要條件。

三、OFDI逆向技術溢出促進母國技術創新的作用機制

OFDI逆向技術溢出對母國經濟發展至關重要，如何影響母國的技術創新是當今的研究焦點。本文主要從企業、產業兩個層面分析OFDI逆向技術溢出的作用機制（趙宸宇和李雪松，2017;姚戰琪，2017;楊志明，2020;汪麗娟，2019;喬敏健和馬文秀，2020;葛堯，2019）[24-29]。

（一）企業層面逆向技術溢出的作用機制

一是研發費用分攤機制，一國企業以合資、聯盟、并購等方式進入東道國，整合國外資源或共建研發中心，降低的研發費用可用于國內技術開發;二是外圍研發剝離機制和收益反饋機制，母國通過轉移非核心技術產品的生產，將人力、財力和物力集中用于核心技術的研發，同時將國外市場上獲得的收益匯回母國，直接支持母國的技術研發;三是人才流動機制，母國通過國際人才流動獲得短期內無法積累的人力資本。

（二）產業層面逆向技術溢出的作用機制

一是模仿與競爭機制，通過對非核心技術產品貿易方式的模仿來加大產品的生產，同時通過競爭機制來促進核心技術創新;二是上下游企業關聯機制，中間產品的技術外溢和下游企業的反饋能不斷促進技術創新;三是終端消費者反饋機制，東道國消費者的反饋能促進投資國不斷改進消費品的性能，從而取得技術進步。

四、模型構建與變量選取

（一）基準回歸模型

L-P模型是國際公認的衡量逆向技術溢出效應的模型。本文在其基礎上設定基準回歸模型，來驗證OFDI的逆向技術溢出效應是否存在。

其中Inno代表技術創新能力，Sofdi代表對外直接投資逆向技術溢出量，gdp代表經濟發展水平，hr代表人力資本，ms代表市場化程度，ε代表隨機擾動項，i代表省份，t代表年份。

（二）門檻面板回歸模型

對外直接投資逆向技術溢出可能對技術創新產生非線性的影響，為了更好地描述上述關系，本文借鑒Hansen的靜態門檻面板模型，加入經濟開放程度為門檻變量，構建如下門檻面板模型。

上式中q代表門檻變量（市場開放程度、技術差距存量、研發強度）。I（·）代表具體的門檻條件，c和c'為具體的門檻值，當門檻條件滿足時，I為1，否則I為0。其中門檻值的搜索用Bootstrap的網格搜索法進行。

（三）變量選取與測算

1. 被解釋變量（技術創新能力）。發明專利受理量代表新技術的產生量，是衡量創新能力的重要指標，本文用長江經濟帶地區歷年發明專利申請受理量代表技術創新能力。

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逆向技術溢出量，計算公式如下：

其中，[OFDIit]為i省t時期對外直接投資存量;[Yjt]為j國t時期的GDP;[Sjt]為j國家t時期的R&D資本存量，其計算公式為[Sjt=（1-δ）Sjt-1+RDjt]，[Sjt-1]為j省t-1時期的R&D資本存量，[RDjt]為以2006年為基期用消費者價格指數折算的數據，[Sj2006=RDj2006/（g+δ）]，

其中[δ]取5%，g為2006—2018年j國的研發支出平均增長率。

3. 門檻變量。本文的門檻變量是經濟開放度，用市場開放程度、技術差距、研發強度三個指標來衡量。（1）市場開放程度。采用外貿依存度來衡量，即國內進出口總額與GDP的比值。（2）技術差距。采用國內i省t時期的勞動生產率與國外t時期平均勞動生產率的比值來衡量，其中勞動生產率=GDP/就業總人數。（3）研發強度。采用i省t時期研發經費支出在GDP中所占的比重衡量。

4. 控制變量。（1）經濟發展水平。采用i省t時期GDP衡量。（2）人力資本。采用平均受教育年限衡量，其計算公式為hr=小學[×]6+初中[×]9+高中[×]12+大專及以上[×]16，其中“小學”指該省當年最高學歷為小學學歷人數，其他類似。（3）市場化程度。市場經濟的活躍度是市場化程度的重要衡量指標，本文用國有控股企業產值在GDP中所占比重來衡量市場化程度。

（四）數據來源及描述

本文的樣本區間為2006—2018年長江經濟帶的九省二市，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《中國對外直接投資公報》公布的我國對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、日本七個發達國家為研究對象。樣本數據主要來自《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國對外直接投資公報》《中國商務年鑒》《國際統計年鑒》《中國國有資產監督管理年鑒》、世界銀行數據庫、IMF數據庫及中國統計信息網。樣本的描述性統計見表1。

五、實證分析

（一）單位根檢驗

為了更好地分析長江經濟帶各省市OFDI逆向技術溢出對其技術創新的影響狀況，本文采用面板數據進行實證分析。先用單位根檢驗各個變量是否平穩，以判斷模型設定的準確性，表2是單位根檢驗的結果。單位根檢驗顯示，選取的變量都是平穩的。進而使用Kao檢驗驗證模型是否存在偽回歸，Kao檢驗的p值為0.00，顯著拒絕了不存在協整關系的原假設，說明各個變量之間具有長期穩定的均衡關系。

（二）基準回歸結果分析

本文利用stata15.0進行F檢驗時，F統計量下的P值為0.0000，拒絕原假設，而Hausman檢驗的P值為0.0748，接受原假設，故使用隨機效應模型進行基準回歸。表3是基準回歸結果，從R2的值和Wald檢驗值可以看出基準回歸的結果是可靠的，隨機效應回歸結果中對外直接投資技術溢出的估計系數均為正，基本上都顯著，說明對外直接投資逆向技術溢出對我國的技術創新有著明顯的促進作用。這與國內學者闞大學（ 2010）[7] 、沙文兵（2012）[8] 等的研究結論相同。此外，這也與我國的創新驅動發展戰略相吻合，在此驅動下，我國近年來的投資大多是以技術尋求為目的。

（三）門檻效應檢驗

表4的門檻效應檢驗結果顯示，在10%的顯著性水平下，技術差距及研發強度均存在單一門檻，市場開放度存在雙重門檻。具體的門檻值和置信區間見表5。

（四）面板門檻回歸結果

面板門限回歸結果見表6，分區域的門檻特征值的比較結果見表7?；貧w結果顯示，OFDI逆向技術溢出對于技術創新的促進作用顯著，當特征變量跨越門檻值時，促進作用更加明顯。

表6的第（1）列表示技術差距門檻變量在OFDI逆向技術溢出中所起的作用。當技術差距未跨越門檻值時，OFDI逆向技術溢出的估計系數為0.0697，并且顯著;隨著技術差距的提高，超過門檻值1.2022時，OFDI逆向技術溢出的估計系數提高為0.110且在10%的水平上顯著，說明超過門檻值時，技術差距更好地促進了技術創新。其原因在于，技術水平處于低端時，主要依靠模仿效應;隨著技術差距的不斷縮小，通過競爭效應可更好地吸收先進技術。由表7可知，直到2018年，只有上?？缭搅思夹g差距的門檻值，其原因在于，上海是我國重要的經濟中心和高新技術創新基地，原始資本積累豐富，勞動生產率提高較快。

表6的第（2）列代表研發強度門檻變量在OFDI逆向技術溢出中所起的作用。當研發強度未跨越門檻值時，OFDI逆向技術溢出的估計系數為0.0477，并不顯著，此時技術進步并沒有獲益于OFDI逆向技術溢出;當研發強度超過門檻值2.0900時，估計系數提高為0.143，并且在5%的水平上顯著。核心技術主要由國內自主研發，因此研發強度在新技術產生中起到至關重要的作用。近年來我國十分重視科技創新，實質上加強了競爭效應，較快地提高了技術創新水平。表7的比較結果顯示，2006年，長江下游的浙江、江蘇、上海三個發達省市，長江上游的四川以及長江中游的湖北跨越第一門檻值，其余省市的研發強度均沒有達到2.09;經過6年的發展，到2012年，重慶和湖南的研發強度也快速提高，跨越了第一門檻值;到2018年，長三角經濟帶有9個省市超過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。研發強度高的地區集中在長江中下游，這與該地區豐厚的資本積累以及良好的發展條件是分不開的。

表6的第（3）列表示市場開放度門檻變量在OFDI逆向技術溢出中所起的作用。當市場開放度逐漸超過第一門檻值時，估計系數從0.113降低到0.0502，并且顯著，原因可能在于市場開放度的不斷提高雖然使經濟開放度不斷提升，促進了國際間的交流與合作，但是，在一定范圍內加強了國際競爭和國際貿易摩擦，各國在短期內實行技術封鎖，阻礙了OFDI逆向技術溢出;當市場開放度超過0.50時，估計系數提高為0.152且在5%的水平上顯著，這是因為隨著市場開放度的不斷提高，高新技術產品的進出口以及先進人才的流動使OFDI逆向技術溢出的作用更加明顯。表7的區域分析情況顯示，2006年長江經濟帶所有省份的市場開放度均處在0.4344之下，說明當時我國的對外貿易發展相對落后;2012年，浙江、江蘇和上海的市場開放度不斷提高，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）穩健性檢驗

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（tg[×]lnSofdi、rdp[×]lnSofdi、open[×]lnofdi）引入模型進行穩健性檢驗。其中F檢驗結果顯著拒絕了原假設，tg[×]lnSofdi、rdp[×]lnSofdi的Hausman檢驗P值為0.8612、0.3412，采用隨機效應模型;open[×]lnSofdi的Hausman檢驗P值是0.0431，采用固定效應模型。

表8的穩健性檢驗結果顯示，經濟開放度特征指標下的市場開放度、研發強度、技術差距是影響OFDI逆向技術溢出的關鍵因素，并且對技術創新起到明顯地促進作用，這與前文的實證分析結論一致，證明了模型的穩健性。

六、結論與措施建議

（一）主要結論

本文構建L-P靜態面板回歸模型，對2006—2018年長江經濟帶的11個省市數據進行實證分析，結果顯示，OFDI逆向技術溢出對其技術創新水平有促進作用。門檻回歸結果顯示，技術差距和研發強度存在單一門檻效應，只有這些門檻變量處于較高水平時，才會對技術創新呈現顯著的促進作用;而市場開放度存在雙重門檻，對逆向技術外溢的影響呈現“N形”促進。除下游地區外，長江經濟帶大部分地區OFDI逆向技術外溢對技術創新的促進作用仍存在較大的提升空間。

（二）措施建議

結合前文的實證研究，本文提出以下措施建議：

首先，長江上游是我國經濟發展相對落后的地區，勞動生產率較低，發展OFDI的能力相對較弱，應努力發展教育，重視專業技能培訓，提升高技能人才比例，建立完善的人才引進制度和人才流動機制，在加速人力資本積累的同時，積極吸收下游地區的技術溢出，不斷提高自身技術研發能力。

其次，長江中游省市地處我國的內陸地區，提高對外開放度更易促進其對逆向技術溢出的吸收利用，因此，政府應通過制定貿易優惠政策、優化通關流程來促進本地區的對外貿易發展;通過制定完善的專利產權保護政策，提高專利的創新收益來激勵企業進行技術創新;通過完善金融財政政策，為企業營造良好的金融環境，保證對外直接投資的順利進行，積極發展技術尋求型OFDI來促進本地區的技術創新;完善人才流動機制，提高高素質人口所占比重，避免人力資源的錯配，以幫助企業提高研究成果轉化。

再次，長江下游省市地處沿海地區，經濟發展水平較高，對外開放度、研發強度、技術差距均位居前列，OFDI逆向技術溢出對其技術創新的促進作用較為明顯。因此，政府需要減少市場干預，進一步深化市場經濟;大力發展技術獲取型OFDI，不斷促進國際交流與合作，引進國際人才;提高技術需求和供給的銜接度，根據市場變化不斷調整對外投資結構，合理配置投資區域，積極接近國際前沿技術;促進產學研融合，加大高新技術領域的研發支出，做到內外聯動促進技術創新。

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濟發展的縮影，能為全國經濟高質量發展提供參考。其他地區應進一步深化經濟體制改革，積極采取差異化發展戰略，不斷優化市場環境，持續增加教育和科研投資，在努力提高自身技術創新能力的同時，加大對外開放力度，鼓勵企業利用OFDI的逆向技術溢出效應提升自身的技術創新水平。

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