國際貿易與國際投資對中國企業技術創新影響的比較研究
——基于創新數量和創新質量視角

杜晨妍，陳 敏

（東北師范大學經濟與管理學院，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成為創新型國家的最后階段，把創新放在工作的首位刻不容緩。創新的衡量主要包括創新投入和創新產出兩類。根據世界知識產權組織（WIPO）公布的《2020 年全球創新指數報告》，中國創新產出指數在全球所有經濟體中排名第六，而創新投入指數排名第二十六［1］。也就是說，與創新產出相比，我國研發投入不足是影響我國成為創新大國的重要因素。中國創新質量在中等偏上收入經濟體中排名第一，但與高收入經濟體之間的差距明顯，這說明我國創新質量不高是制約我國成為創新強國的關鍵因素。因此，增加創新投入并提高創新質量是當前工作的重要著力點。然而，近年來，國際貿易摩擦加劇，貿易爭端頻繁，這使得多邊自由貿易和投資的規則受到嚴重的破壞，也使得國家間的自由貿易和投資環境受到一定程度的破壞。在這種背景下，中國能否通過技術溢出方式提高技術創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易提供方向，具有重要的現實意義與參考價值。

1 研究進展與綜述

俞立平等［2］認為創新能夠基于創新數量和創新質量維度視角開展相關研究。創新數量和創新質量分別代表著創新規模和創新水平。其中，創新質量的衡量標準有很多，比如創新程度就能較好地代表創新的層次［3］。因此，創新數量越大越能擴大我國技術的規模，創新質量越高越能提高我國技術的層次。根據目前國內外相關研究可知，國際上統一認可的技術創新溢出的主要因素包括對外直接投資(ODI)、外商直接投資(FDI)和進出口貿易這四大類。關于對外直接投資，劉偉全［4］認為對外直接投資對我國技術創新投入和產出水平影響不明顯。劉宏等［5］則認為對外直接投資對我國創新產出產生顯著的促進作用。從上述文獻中可以得出，對外直接投資在創新產出指標上的作用暫時沒有統一的結論。趙宸宇等［6］認為對外直接投資不但有助于提高創新水平，而且其對專利數量也有正向作用。狄振鵬等［7］認為對外直接投資對自主創新技術溢出的促進作用大于模仿創新。這可以得出，對外直接投資在創新產出的創新數量和創新質量維度方面的正面效果明顯。概括來講，對外直接投資對創新產出的創新數量和創新質量的影響得到廣泛的研究，且其對創新產出的兩個維度均存在明顯的積極效應；但對外直接投資對創新投入指標的創新數量和創新質量維度的影響還需要深入地探究。關于出口貿易，鄒武鷹等［8］使用專利申請受理數作為創新產出的衡量指標，研究結果是出口貿易促進創新產出的增加。李兵等［9］也從創新產出角度考慮技術創新，得出的結論是出口貿易能夠增加發明專利的數量，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量。童偉偉［10］從創新投入角度衡量技術創新的水平，發現出口貿易力度越大越有利于創新投入。徐潔香等［11］也基于創新投入角度考慮高技術行業的創新，研究得出出口增加了自主創新投入和技術引進投入。吳朝陽等［12］分別用專利授權數和企業研發經費度量創新數量，研究發現總體上出口對創新數量有正向作用。王奇珍等［13］認為出口貿易技術溢出對創新產出有較強的刺激效果。總的來看，出口貿易對創新投入和創新產出的兩個維度的影響都得到普遍的研究，且幾乎所有結果都支持積極的出口溢出效應的存在這個結論。關于外商直接投資，僅閆金秋等［14］認為外商直接投資能增加發明專利和其他類型專利的數量。關于進口貿易，毛其淋［15］在研究進口貿易這一技術溢出方式對創新的影響時發現了地區間差異明顯。何歡浪等［16］認為只有在貿易自由化的條件下進口貿易才有利于擴大創新產出的規模并提高專利的層次。張杰［17］研究發現資本品和中間品的進口對創新產出的影響結果不同；資本品的進口往往會使得創新產出增加，而中間品的進口會導致創新產出減少。目前來看，進口貿易的創新效應的相關研究相對較少，且其結果受到一定條件的約束。

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

2 模型構建、變量及數據來源

2.1 模型構建

根據國際現有的R&D 溢出模型可知，技術溢出的方式主要有四種，分別是ODI、FDI、出口貿易和進口貿易。在已有研究中，技術溢出生產函數通常設定為柯布-道格拉斯（C-D）生產函數或超越對數生產函數。雖然超越對數生產函數在擬合數據方面的優勢十分明顯，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較多，解釋變量的交叉項個數也很多，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果，本文擬使用C-D 型生產函數：

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

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

2.2 變量及數據來源

2.2.1 被解釋變量及數據來源

技術創新為被解釋變量，可以使用創新投入與創新產出兩類指標進行衡量。劉小玲等［18］在對創新測度進行梳理和分析時也證實了目前創新指標通常包括創新投入和創新產出兩大類。由于創新投入和創新產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 投入代替創新投入，并使用專利授權數代替創新產出。其中，R&D 投入一般用研發經費支出表示，而研發經費支出包括基礎研究、應用研究和試驗發展三類經費支出(按活動類型劃分)；且專利授權數包括發明、實用新型和外觀設計三類專利授權數(根據專利的層次和技術含量劃分)。因此，本文使用研發經費支出代表創新投入，并用專利授權數代表創新產出。董濤等［19］、谷麗等［20］、徐潔香等［21］、陳強遠等［22］均認為創新還應該從創新數量和創新質量兩個維度進行細致研究。另外，基礎研究經費支出通常可以反映國家或地區在原始創新上所做的努力，且發明專利授權數也可以反映出高層次的創新。因此，考慮到創新數量和創新質量維度，基礎研究經費支出可以代表創新投入的創新質量，發明專利授權數也可以象征著創新產出的創新質量。那么，研發經費支出就代表創新投入的創新數量，專利授權數也就象征著創新產出的創新數量。R&D 經費支出和基礎研究經費支出來源于2010—2019 年《國家統計局》，而各省份專利授權數和發明專利授權數來源于2010—2019 年《中國科技統計年鑒》。

2.2.2 解釋變量及數據來源

（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據，來源于商務部公布的2010—2019 年《中國對外直接投資統計公報》。

（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據，來源于2010—2019年《中國統計年鑒》以及各省份商務廳（局）。

（3）出口貿易。出口貿易使用的是按照境內目的地和貨源地劃分的貨物出口貿易數據，來源于2010—2019 年《中國統計年鑒》。

（4）進口貿易。進口貿易使用的是按照境內目的地和貨源地劃分的貨物進口貿易數據，來源于2010—2019 年《中國統計年鑒》。

因此，本文根據被解釋變量代表不同維度的創新投入指標分別構建如下模型：

在（3）式中，lnExpenditurei,t指i省份第t年的研發經費支出的對數。

在（4）式中，lnBasici,t指i省份第t年基礎研究經費支出的對數。

本文根據被解釋變量代表不同維度的創新產出指標分別構建如下模型：

在（5）式中，lnPatenti,t指i省份第t年專利授權數的對數。

在（6）式中，lnInventioni,t指i省份第t年發明專利授權數的對數。

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，lnFDIi,t指i省份第t年的外商直接投資額的對數，lnExporti,t指i省份第t年出口貿易額的對數，lnImporti,t指i省份第t年進口貿易額的對數。

各變量的統計性描述如表1 所示。

表1 各變量的統計性描述

事實上，技術創新存在明顯的區域差異性。于明超等［23］在對創新效率進行研究時也發現區域異質性是重要的創新影響因素。為進一步從創新數量和創新質量兩個維度研究四種技術溢出渠道對我國創新投入和創新產出影響的區域差異性，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決定了模型回歸的合理性和結果估計的可靠性，為保證變量的穩健性，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性進行檢驗，結果顯示所有變量在經過一階差分后都平穩。具體結果如表2所示。

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

3.1 全樣本計量分析

表3 給出的是反映創新投入水平的全樣本回歸結果。從表3 可以看出，在Model1 至Model4 和Model5 至Model8 中，ODI 的系數都是正數且均在1%的水平下顯著。這表明對外直接投資作為國際技術溢出的一種方式，對我國的創新投入水平產生了積極影響，并能夠促進全國創新數量的增加及創新質量的提高。從外商直接投資的回歸結果來看，其系數在以研發經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；但在以基礎研究經費支出為被解釋變量的回歸模型Model6 至Model8 中系數均不顯著，且正負號不一致。這表明外商直接投資對我國創新投入的數量產生比較顯著的正向作用，但對我國創新投入的質量影響不明顯。也就是說，外商直接投資對我國創新投入的質量沒有產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要對外開放，并提出了“走出去”戰略，這一舉措不斷吸引外商在中國直接投資。可以發現，我國引進的這些外商獨資企業僅僅使用我國廉價的勞動力和開闊的土地，進行辦廠生產一些低端制造業產品，這并沒有使用到他們國家相關的核心技術，也無法從我國獲取一些高端技術。從出口貿易的回歸結果來看，其系數在以研發經費支出為被解釋變量的回歸模型Model3 至Model4 中以及在以基礎研究經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。這表明出口貿易明顯增加了我國創新投入的數量，也明顯提高了創新投入的質量。從進口貿易的回歸結果來看，其系數在以研發經費支出為被解釋變量的回歸模型Model4中以及在以基礎研究經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。這表明進口貿易并沒有給我國創新投入的數量和質量帶來顯著的積極影響。這主要是因為國外由于受到貿易逆差的嚴重影響，使得近年來貿易保護主義逐漸盛行，并實施關稅和非關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產品，也無法獲取一些關鍵核心技術。

表3 創新投入的全樣本回歸結果

從以研發經費支出為被解釋變量的回歸模型來看，比較ODI、FDI 和出口貿易系數的大小，得到出口貿易系數都大于ODI 系數更大于FDI 系數這個結論。顯然，出口貿易對創新投入的數量的積極影響高于對外直接投資對創新投入的數量的積極影響，而對外直接投資對創新投入的數量的積極影響高于外商直接投資對創新投入的數量的積極影響。從以基礎研究經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易的系數，可以發現對外直接投資的所有系數均大于出口貿易的所有系數。顯然，對外直接投資對創新投入的質量的積極影響高于出口貿易對創新投入的質量的積極影響。

表4 是以創新產出為技術創新衡量指標的全樣本回歸結果。從表4 可以發現，在Model1 至Model4和Model5 至Model8 中，ODI 的系數都是正數且均在高水平下顯著。這表明對外直接投資對我國創新產出的數量和質量帶來了明顯的積極影響。在Model2至Model4 和Model6 至Model8 中，FDI 的系數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新產出的數量的減少，而只是較弱地促進我國創新產出的質量的提高。這是因為大多數引進來的企業生產出的產品雖然可以在我國國內市場上流通，但由于這些產品的技術含量不算太高，我國企業只能從生產這些產品中獲取一點靈感或只能對其中小部分產品進行發明創造和再創新。在Model3 至Model4 和Model7 至Model8 中，出口貿易的系數都是正數且顯著性水平非常高，這表明出口貿易對我國創新產出的數量和質量都帶來正面結果。從進口貿易的回歸結果看，其系數在以專利授權數為因變量的回歸模型中為正且不顯著，而系數在以發明專利授權數為因變量的回歸模型中為負且不顯著。這表明進口貿易既沒有明顯促進我國創新產出數量的增加，也沒有明顯阻礙我國創新產出質量的下降。這是因為近年來貿易摩擦和貿易爭端頻繁，外國不斷加強技術封鎖戰略的實施，使得我國企業無法從進口的這些有限的高端技術產品和關鍵核心技術中獲得學習效應，以生產出具有高技術含量的產品。

表4 創新產出的全樣本回歸結果

從以專利授權數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易的系數，可以發現對外直接投資的系數都大于出口貿易的系數。顯然，對外直接投資對創新產出數量的積極的影響高于出口貿易對創新產出數量的積極的影響。從以發明專利授權數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易的系數，可以發現出口貿易的所有系數均大于對外直接投資的所有系數。顯然，出口貿易對創新產出的質量的積極影響高于對外直接投資對創新產出的質量的積極影響。

3.2 東部樣本計量分析

表5 給出的是反映創新投入水平的東部樣本回歸結果。從表中可得，ODI 的系數在以研發經費支出為被解釋變量的Model1 至Model4 中以及在以基礎研究經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新投入水平，并能夠促進東部地區創新數量的增加以及創新質量的提高。從外商直接投資的回歸結果來看，其系數在以研發經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；但在以基礎研究經費支出為被解釋變量的Model6 至Model8 中系數均為負，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創新投入的數量產生顯著的正向作用，但對東部地區創新投入的質量的負向作用不明顯。與全樣本類似，東部地區不斷引進外商進行直接投資。這些外商獨資企業使用東部地區的廉價的勞動力和豐富的土地資源辦廠生產，但沒有獲取到東部地區相關的核心技術。從出口貿易的回歸結果來看，其系數在以研發經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，同時其系數在以基礎研究經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，出口貿易能明顯增加東部地區創新投入的數量并相對提高創新投入的質量。從進口貿易的回歸結果來看，其系數在以研發經費支出為被解釋變量的Model4 中以及在以基礎研究經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。這表明進口貿易并沒有給東部地區創新投入的數量和質量帶來顯著的積極影響。這是因為國際上貿易保護主義的盛行，使得東部地區無法進口一些高端技術產品，也無法獲取一些國外的關鍵核心技術。

表5 創新投入的東部樣本回歸結果

從以研發經費支出為被解釋變量的回歸模型來看，比較ODI、FDI 和出口貿易系數的大小，得到出口貿易的系數都大于ODI 的系數更大于FDI 的系數這個結果。顯然，出口貿易對東部地區創新投入的數量的積極影響高于對外直接投資對東部地區創新投入的數量的積極影響，同時更加高于外商直接投資對東部地區創新投入的數量的積極影響。從以基礎研究經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易的系數，可以發現對外直接投資的系數既有大于出口貿易的系數，又有小于出口貿易的系數。也就是說，兩者只有在一定的條件下才能區分影響效應的大小。

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

表6 創新產出的東部樣本回歸結果

比較ODI 和出口貿易的系數大小，可以得到后者的系數都大于前者這一結果。顯然，出口貿易對創新產出數量的積極影響高于對外直接投資對創新產出數量的積極影響。與此同時，出口貿易對創新產出質量的積極影響也高于對外直接投資對創新產出質量的積極影響。

3.3 中部樣本計量分析

表7 給出的是反映創新投入水平的中部樣本回歸結果。通過觀察對外直接投資的回歸結果可以發現，其系數在Model1 至Model8 中均是正數且都在99%的置信區間內。由此得出，對外直接投資明顯有利于中部地區創新投入數量的增加以及質量的提高。同時，出口貿易的系數在Model3 至Model4 中都是正數也都通過了1%的顯著性水平，這同樣可以得出出口貿易有利于增加中部地區創新投入數量的結論。另外，比較以研發經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易的系數的大小，可以發現大小不一致。也就是說對外直接投資對中部地區創新投入數量的積極影響與出口貿易對中部地區創新投入數量的積極影響兩者的貢獻程度無法直接區分出來。比較以基礎研究經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易的系數的大小，可以發現前者大于后者。也就是說，與進口貿易相比，對外直接投資更有利于提高中部地區創新投入的質量。

表7 創新投入的中部樣本回歸結果

不同于全樣本和東部樣本，中部樣本在以基礎研究經費支出為被解釋變量的計量模型中進口貿易的系數為正且通過了1%的顯著性水平。這表明進口貿易對中部地區創新投入的質量產生明顯的激勵機制。這主要是因為國家對中部地區技術研發和企業辦學等方面給與較大的政策支持力度，允許中部地區承接東部地區加工貿易的轉移，也可以進口信貸以進口國外以及東部地區的高新技術產品和關鍵技術。

表8 是以創新產出為技術創新衡量指標的中部樣本回歸結果。從表中可知，在Model1 至Model4和Model5 至Model8 中，ODI 的系數都是正數且在高水平下顯著。這說明對外直接投資對中部地區創新產出的數量和質量都起到了積極的影響效果。在Model3 至Model4 中，出口貿易的系數都大于零且顯著。這個結果表明出口貿易有利于較好地激勵中部地區增加創新產出的數量。在Model1 至Model4中比較ODI 和出口貿易的系數大小，發現前者大于后者。這個結果清晰的表明對外直接投資對中部地區創新產出數量的積極影響效應明顯超過了出口貿易對中部地區創新產出數量的積極影響效應。而在Model5至Model8中比較ODI和進口貿易的系數大小，也發現了前者大于后者。同樣表明對外直接投資對中部地區創新產出質量的積極影響效應大于進口貿易對中部地區創新產出質量的積極影響效應。

表8 關于創新產出的中部樣本回歸結果

不同于全樣本和東部樣本，中部樣本在以發明專利授權數為被解釋變量的計量模型中進口貿易的系數為正且通過了10%的顯著性水平。這表明進口貿易在一定程度上促進了中部地區創新產出質量的提高。這正是由于前期進口貿易提高了中部地區創新投入的質量，通過學習效應機制的作用部分轉化為具有一定技術含量的產品，從而提升了中部地區創新產出的質量層次。但是中部地區原先具備的技術條件和能力有限，只能吸收轉化為部分技術性產品。另外，這也說明了中部崛起戰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 給出的是反映創新投入水平的西部樣本回歸結果。從表中可以看到，在Model1-Model4 和Model5-Model8 中，ODI 的系數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創新投入的數量并提高創新投入的質量。從出口貿易的回歸結果可以看出其系數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。這表明出口貿易既有助于增加西部地區創新投入的數量，又非常有助于提高西部地區創新投入的質量。從Model6 中外商直接投資的系數可以得出，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創新投入的質量。比較以研發經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易的系數，可以發現，出口貿易的所有系數均大于對外直接投資的所有系數。這表明出口貿易對西部地區創新投入數量的溢出效應大于對外直接投資對西部地區創新投入數量的溢出效應。比較以基礎研究經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易的系數，可以發現對外直接投資的所有系數均大于出口貿易的所有系數。這表明對外直接投資對西部地區創新投入質量的溢出效應超過出口貿易對西部地區創新投入質量的溢出效應。

表9 創新投入的西部樣本回歸結果

表10 是以創新產出為技術創新衡量指標的西部樣本回歸結果。從表中可知，在Model1-Model4 和Model5-Model8 中，ODI 的系數都大于零且非常顯著。這個結果表明，對外直接投資激勵了西部地區不斷增加創新產出的數量，同時也激勵了西部地區不斷改進并提升創新產出的質量層次。觀察表中出口貿易這個變量，在所在模型中系數都大于零也都非常顯著。這個結果表明出口貿易對西部地區創新產出數量的促進機制和創新產出質量的促進機制都特別明顯。從Model6 中外商直接投資的系數可以得出，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創新產出的質量。通過比較Model1-Model4 中對外直接投資與出口貿易系數的大小，可以發現大小不一致。這說明對外直接投資對西部地區創新產出數量的積極影響與出口貿易對西部地區創新產出數量的積極影響兩者的貢獻程度無法直接區分出來。而比較Model5-Model8 中對外直接投資與出口貿易系數的大小，可以明顯地發現出口貿易對西部地區創新產出質量的積極影響強于對外直接投資。

表10 創新產出的西部樣本回歸結果

表10（續）

西部地區樣本結果與中部樣本結果相反，同時又比全國和東部樣本的顯著性水平高。進口貿易的系數在Model8 中小于零且通過了1%的顯著性水平。這就說明了進口貿易明顯降低了西部地區創新產出的質量水平。一方面，由于受到國外技術封鎖戰略的影響，西部地區進口的產品大多數是中低檔商品且技術含量不高，從而使得生產的產品的技術性水平很低；另一方面，這是因為西部地區知識產權的保護力度比較薄弱，使得西部地區獲得的關鍵核心技術在不斷的流失。

4 研究結論與政策建議

4.1 研究結論

本文構建了雙對數模型，基于創新數量和創新質量視角研究四種技術溢出方式對我國各地區創新投入和創新產出的影響。研究發現：對東部地區來說，對外直接投資和出口貿易對創新投入的數量以及創新產出的數量有明顯的正向作用，同時對創新投入的質量以及創新產出的質量也有顯著的促進作用。進口貿易使得創新產出質量有所下降，但沒有改進創新產出的數量，且在創新投入的創新數量和創新質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新投入的數量，而對創新投入質量的消極影響不明顯；此外，外商直接投資既沒有抑制創新產出數量的減少，也沒有刺激創新產出質量的提高。對中部地區來說，對外直接投資對創新投入與創新產出的數量和質量均具有較強的正向作用。出口貿易明顯增加了創新投入的數量以及創新產出的數量，但對于創新投入的質量以及創新產出的質量沒有起到明顯的積極效果。進口貿易明顯提高了創新投入的質量并在一定程度上提高了創新產出的質量，但對于創新投入的數量以及創新產出的數量的激勵效應不明顯。外商直接投資在創新投入的創新數量和創新質量維度上正面效應不顯著；同時其對創新產出數量的積極影響以及創新產出質量的消極影響也不顯著。對西部地區而言，對外直接投資和出口貿易不僅在創新投入和創新產出指標上正面效應明顯，而且在創新數量和創新質量的維度下的積極效應也明顯。進口貿易對于創新投入的數量和創新投入的質量沒有帶來積極的影響；其對創新產出質量的負向作用非常明顯而對創新產出數量的負向作用不明顯。外商直接投資在創新數量和創新質量維度上幾乎沒有帶來創新投入；其對創新產出數量的抑制作用不明顯且對創新產出質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易對我國創新投入的數量和創新投入的質量產生特別明顯的正向溢出效應，同時對我國創新產出的數量和創新產出的質量的正向作用效果顯著。對比來看，對外直接投資對創新投入質量的積極影響超過了其對創新投入數量的積極影響；而且對外直接投資對創新產出質量的積極影響也對應地超過了其對創新產出數量的積極影響。出口貿易在創新投入指標上的創新數量的正面效果超過創新質量的正面效果，且其在創新數量維度上的創新投入的正向效應超過創新產出的正向效應；出口貿易在創新質量維度上的創新產出的積極影響超過創新投入的積極影響；且其在創新產出指標上的創新質量的積極影響超過創新數量的積極影響。外商直接投資僅對我國創新投入的數量和創新產出的質量有比較顯著的促進作用，而對于我國創新投入質量和創新產出數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域差異性，而且這與創新的投入與產出水平以及數量和質量兩個維度有明顯的相關關系。進口貿易沒有明顯增加創新投入與產出的數量，也沒有明顯提高創新投入的質量或降低創新產出的質量。更進一步地說，進口貿易基本上對全樣本地區以及各地區創新投入的數量和創新投入的質量都沒有明顯的正向作用，即進口貿易在創新投入的兩個維度上不存在區域異質性；但對創新產出的兩個維度來說均存在明顯的區域異質性。縱向來看，進口貿易在創新投入與創新產出之間存在一定程度的區域差異性。

4.2 政策建議

（1）加快構建國內國際雙循環格局以繼續加大對外直接投資的力度，但要把重心傾向于投資具有關鍵核心技術的企業或生產高端技術產品的企業。袁鉑宗等［24］認為國內國際雙循環是對外直接投資的重要節點，應深入推進雙循環的構建并優化投資路徑以促進中國對外直接投資的發展。實證表明，近十年來，從總體和分區域來說，對外直接投資對創新投入和創新產出的數量和質量均有正向溢出效應；但從創新數量和創新質量維度來看，創新數量的正向效應明顯不如創新質量。也就是說，我國對國外一些擁有關鍵核心技術或生產高端技術產品的企業的投資數量不夠，未來需擴大對這類企業的投資力度。對這類企業的投資力度越大越能促進我國技術層次的提高。所以，我國需要把投資的重心轉向具有關鍵核心技術的企業或生產高端技術產品的企業。從定量的角度看，這既能增加我國技術的規模；從定性的角度看，又能提高我國技術的層次；從而對我國經濟的發展和綜合國力的提升產生良性循環。

（2）繼續加大出口貿易的力度，同時鼓勵出口高技術性產品。截至2021 年8 月，出口貿易對我國和各地區創新投入和創新產出的數量和質量均有正向溢出效應；我國雖然出口了很多包含技術性水平的產品，但出口的這些產品的技術含量多數偏低，而真正出口高技術含量的產品非常稀少。鄭玉［25］在測算我國產業出口的結構以及出口的技術含量時也發現出口結構大多是進行高技術產業的組裝，且出口的技術含量遠遠低于發達國家。一方面，這與目前國內有限的技術水平相關；另一方面，這與國內鼓勵性政策不足或實施力度不夠有關。因此，我國應當繼續增加出口貿易額，同時加大鼓勵性政策的實施力度。這既能提高國內的技術水平，又能改善出口結構并提升我國在國際分工上的地位。

（3）積極實施“引進來戰略，并以引進采用國際先進技術的外商獨資企業、擁有先進技術并能生產出高技術性產品的中外合資和中外合作經營企業為主。嚴清華等［26］研究發現孫中山時期就提出“引進來”戰略，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創新投入數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略確實能夠吸引不少企業到中國直接投資，但這些企業主要是以產品全部或大部分出口為進入條件的外商獨資企業和加工裝配等企業。這些企業幾乎不使用頂尖技術，而且生產出的高端產品有限。由于引進采用國際先進技術的外商獨資企業能夠提高我國技術的層次，引進擁有先進技術和生產高技術性產品的中外合資和中外合作經營企業既能夠擴大我國技術的規模又能夠提高我國技術的層次。所以，我國需要積極實施引進來戰略，主要引進擁有先進技術的外資企業、擁有先進技術并能生產出高技術性產品的中外合資和中外合作經營企業。考慮到區域差異，外商直接投資主要集中于東部地區，未來需要將其均衡分布到各個地區，以協調區域經濟的發展。

（4）全面加強知識產權保護，且需向西方尋求更多的國際合作。進口貿易對全國及各地區創新投入的正向技術溢出效應不明顯，這主要受到外國技術封鎖戰略的實施的影響。為擴大我國技術的規模并提高我國技術的層次，我國需要改變進口貿易的主要貿易合作伙伴，轉向加強與澳大利亞和新西蘭等發達國家的國際合作，以進口國外關鍵核心技術和高技術性產品。西部地區擁有的關鍵核心技術在逐漸減少，這主要與西部地區知識產權保護力度薄弱有關。馬治國［27］也解釋了西部地區專利人均持有數以及核心技術擁有量明顯低于其他地區主要原因與西部地區知識產權保護現狀是侵權現象嚴重且效用低下有關。因此，我國應當加大對全國各地區尤其是西部地區知識產權保護的力度，牢牢把握住擁有的先進技術，以激勵本土技術企業加強技術創新。

注釋：

1）東部地區包括北京、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；中部地區包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南共8 個省；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、新疆共12 個省區市。