劉宏 趙恒園 李峰

摘要：利用2003—2016年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用門(mén)限回歸模型，從吸收能力視角實(shí)證考察了對(duì)外直接投資對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在明顯的地區(qū)差異。其中，東部、中部和西部地區(qū)對(duì)外直接投資對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響顯著為正，東北部地區(qū)并不顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入強(qiáng)度和資本密度2個(gè)吸收能力因素在對(duì)外直接投資對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出影響中存在雙重門(mén)限效應(yīng)，技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度存在單一門(mén)限效應(yīng)，且在研發(fā)投入強(qiáng)度、資本密度、市場(chǎng)化程度特征值跨越相應(yīng)門(mén)限值，技術(shù)差距特征值低于相應(yīng)門(mén)限值時(shí)，對(duì)外直接投資的正向影響效應(yīng)明顯加強(qiáng)。同時(shí)，各地區(qū)吸收能力因素特征值與相應(yīng)門(mén)限值的距離存在顯著差異，大部分地區(qū)的資本密度特征值已跨越了相應(yīng)門(mén)限值、技術(shù)差距特征值也已低于相應(yīng)門(mén)限值，但部分西部和東北部地區(qū)的研發(fā)投入強(qiáng)度及市場(chǎng)化程度特征值仍處于門(mén)限值以下。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資;創(chuàng)新產(chǎn)出;逆向技術(shù)溢出;門(mén)限效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F125 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? 文章編號(hào)：1007-2101（2019）04-0038-12

通過(guò)對(duì)外直接投資（OFDI）獲取國(guó)外先進(jìn)技術(shù)是一國(guó)培育其競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要途徑。過(guò)去，中國(guó)的對(duì)外開(kāi)放以吸引外商直接投資為主，以期實(shí)現(xiàn)“市場(chǎng)換技術(shù)”，但受制于發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)核心技術(shù)的保護(hù)，這一技術(shù)轉(zhuǎn)移效果并不理想。當(dāng)前，隨著對(duì)外直接投資的規(guī)模擴(kuò)張和結(jié)構(gòu)完善，對(duì)外直接投資逐漸成為中國(guó)主動(dòng)吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)、提高技術(shù)開(kāi)發(fā)和自主創(chuàng)新能力的更為有效的途徑。為加快實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，2003年4月商務(wù)部出臺(tái)的《關(guān)于做好境外投資審批試點(diǎn)工作有關(guān)問(wèn)題的通知》提出，率先在北京等12個(gè)省市試點(diǎn)下放對(duì)外直接投資審批權(quán)限、縮短對(duì)外直接投資審批流程。2015年5月國(guó)務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)新體制的若干意見(jiàn)》提出，確立并實(shí)施新時(shí)期走出去國(guó)家戰(zhàn)略，加強(qiáng)統(tǒng)籌謀劃和指導(dǎo)，確立企業(yè)和個(gè)人對(duì)外投資主體地位，努力提高對(duì)外投資質(zhì)量和效率。2016年11月國(guó)務(wù)院發(fā)布的《“十三五”國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》明確指出，支持產(chǎn)業(yè)鏈“走出去”，并將“走出去”獲得的優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)、技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)反哺國(guó)內(nèi)，形成綜合競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。在上述一系列政策的支持和引導(dǎo)下，中國(guó)OFDI迅猛發(fā)展。據(jù)國(guó)家商務(wù)部、統(tǒng)計(jì)局、外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2016年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，中國(guó)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(zhǎng)率為33.2%。截至2017年底，中國(guó)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(guó)接觸全球研發(fā)資源、促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步（蔣冠宏和蔣殿春，2014）[1]。那么，OFDI究竟能在多大程度上促進(jìn)國(guó)內(nèi)自主創(chuàng)新？影響這一促進(jìn)作用的因素又有哪些？對(duì)這些問(wèn)題展開(kāi)研究，一方面有利于我們對(duì)過(guò)去的OFDI活動(dòng)進(jìn)行評(píng)價(jià);另一方面能夠?yàn)橛行Ю肙FDI獲取技術(shù)創(chuàng)新收益提供參考。

很多研究都對(duì)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)作出了論述，其中多數(shù)集中在OFDI對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)、OFDI對(duì)母國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制和OFDI溢出效應(yīng)的影響因素三個(gè)方面。第一，在OFDI對(duì)母國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)方面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)OFDI能夠促進(jìn)母國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和技術(shù)進(jìn)步（白潔，2009;沙文兵，2012）[2-3]，拉動(dòng)母國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（李思慧、于津平，2016）[4]，改善母國(guó)的就業(yè)狀況（李磊等，2016）[5]。同時(shí)，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(duì)母國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響機(jī)制方面，現(xiàn)有研究指出有的企業(yè)通過(guò)在海外建立分支機(jī)構(gòu)嵌入當(dāng)?shù)厣a(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，以上下游溢出等方式獲取先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)（Javorcik，2004;陳菲瓊和虞旭丹，2009）[6-7]，有的企業(yè)通過(guò)并購(gòu)國(guó)外企業(yè)直接獲得國(guó)外的先進(jìn)技術(shù)和研發(fā)資源（Potterie和Lichtenberg，2001;蔣冠宏，2017）[8-9]。進(jìn)行OFDI的企業(yè)在掌握這些技術(shù)后，會(huì)在國(guó)內(nèi)形成競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，推動(dòng)其所在產(chǎn)業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平提高（王恕立和李龍，2012）[10]。第三，在OFDI溢出效應(yīng)的影響因素方面，現(xiàn)有研究大致圍繞東道國(guó)和母國(guó)的經(jīng)濟(jì)特征展開(kāi)。一方面，東道國(guó)的制度環(huán)境、市場(chǎng)規(guī)模和創(chuàng)新水平等多個(gè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)的因素都會(huì)對(duì)溢出效應(yīng)產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用（歐陽(yáng)艷艷，2010;蔡冬青和劉厚俊，2012;Driffield等，2014）[11-13];另一方面，母國(guó)的服務(wù)水平、企業(yè)性質(zhì)等是影響對(duì)外直接投資發(fā)展的重要因素（鄭文，2011）[14]，母國(guó)的人力資本、研發(fā)投入和對(duì)外開(kāi)放程度等多個(gè)吸收能力因素均為轉(zhuǎn)化和利用研發(fā)知識(shí)提供了重要保障（Li等，2016;尹東東和張建清，2016）[15][16]。

上述文獻(xiàn)為研究OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)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(xiàn)有文獻(xiàn)多在整體上考慮OFDI溢出效應(yīng)的大小，而較少對(duì)不同地區(qū)獲得的收益作出比較，缺乏對(duì)溢出效應(yīng)的全面描述;另一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)較多關(guān)注影響溢出效應(yīng)的東道國(guó)因素，而較少對(duì)影響溢出效應(yīng)的母國(guó)吸收能力因素進(jìn)行檢驗(yàn)，缺乏對(duì)溢出效應(yīng)的充分解釋?；诖耍疚囊员碚魑漳芰Φ母饕蛩貫殚T(mén)限變量，利用2003—2016年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出影響地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的門(mén)限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并為各地區(qū)提高OFDI收益提出有針對(duì)性的建議。與現(xiàn)有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)是：（1）構(gòu)建門(mén)限回歸模型，對(duì)OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，豐富了對(duì)溢出效應(yīng)的分析;（2）基于母國(guó)吸收能力視角比較不同地區(qū)獲得的OFDI收益，完善了對(duì)OFDI溢出效應(yīng)影響因素的分析;（3）以測(cè)算的門(mén)限值為標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合對(duì)各地區(qū)吸收能力因素特征值的計(jì)算，比較了各地區(qū)研發(fā)投入強(qiáng)度、資本密度、技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度特征值與門(mén)限值的差距，對(duì)地區(qū)間OFDI收益差異進(jìn)行了合理解釋。

一、理論分析與研究假設(shè)

Cohen和Levinthal（1990）[17]指出吸收能力是幫助企業(yè)識(shí)別、消化和轉(zhuǎn)化外部信息的關(guān)鍵因素，Borenztein（1998）[18]和Blomstrom（1999）[19]也發(fā)現(xiàn)當(dāng)吸收能力到達(dá)一定的門(mén)限后，后發(fā)國(guó)家才能高效吸收和利用技術(shù)外溢。地區(qū)通過(guò)OFDI獲得了外部知識(shí)，而有時(shí)候外部知識(shí)并不能直接促進(jìn)地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出，即通過(guò)OFDI獲得的收益需要地區(qū)吸收能力將外部知識(shí)內(nèi)生化來(lái)發(fā)揮作用。依照吸收能力理論，即使不同地區(qū)都積極開(kāi)展了對(duì)外直接投資活動(dòng)，由于地區(qū)吸收能力的不同，在OFDI中所獲的收益也不盡相同。由此可見(jiàn)，只有當(dāng)吸收能力有效地處理外部知識(shí)，并與地區(qū)本身的生產(chǎn)能力相結(jié)合，才能夠顯著提升OFDI收益。本文將吸收能力分為研發(fā)投入強(qiáng)度、資本密度、技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度四個(gè)方面。

1. 研發(fā)投入強(qiáng)度。研發(fā)投入既是改善地區(qū)科技創(chuàng)新現(xiàn)狀的重要資金來(lái)源，又體現(xiàn)了各地區(qū)的創(chuàng)新意識(shí)（葉建平等，2014）[20]。當(dāng)?shù)貐^(qū)研發(fā)投入強(qiáng)度較大時(shí)，地區(qū)的創(chuàng)新活動(dòng)更加頻繁，對(duì)于外部知識(shí)的吸收能力也越強(qiáng)，而當(dāng)?shù)貐^(qū)創(chuàng)新意識(shí)不足夠強(qiáng)烈時(shí)，則有可能導(dǎo)致對(duì)外部知識(shí)的學(xué)習(xí)效應(yīng)不明顯。

假設(shè)1：研發(fā)投入強(qiáng)度越高，越有利于OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

2. 資本密度?！案芍袑W(xué)”理論把知識(shí)看作資本的函數(shù)，強(qiáng)調(diào)了資本對(duì)于一個(gè)國(guó)家產(chǎn)品產(chǎn)出和創(chuàng)新的重要意義，即資本密度強(qiáng)化了地區(qū)對(duì)知識(shí)的利用和轉(zhuǎn)化。同時(shí)，資本投入越多，越易于帶來(lái)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，也為知識(shí)溢出提供了重要保障。

假設(shè)2：資本密度越高，越有利于OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

3. 技術(shù)差距。技術(shù)差距體現(xiàn)了對(duì)于先進(jìn)技術(shù)吸收的邊界性，本地技術(shù)水平與外部技術(shù)水平的差距較小，說(shuō)明外部知識(shí)更符合本地的技術(shù)需求，能夠?yàn)楸镜貛?lái)較好的上升空間，引導(dǎo)本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展。此時(shí)，地區(qū)對(duì)于外部知識(shí)的吸收和學(xué)習(xí)速度也越快，從而更有利于成果轉(zhuǎn)化。

假設(shè)3：技術(shù)差距越小，越有利于OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

4. 市場(chǎng)化程度。有效率的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)能夠?qū)?jīng)濟(jì)主體的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生重要影響力，從而有可能促進(jìn)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。市場(chǎng)化程度越強(qiáng)，地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)制度越完善，對(duì)外部知識(shí)的利用也更加充分合理，總體生產(chǎn)效率較高。

假設(shè)4：市場(chǎng)化程度越強(qiáng)，越有利于OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

二、模型構(gòu)建及變量選取

（一）模型構(gòu)建

Grossman和Helpman（1991）[21]闡述了開(kāi)放經(jīng)濟(jì)與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系，指出進(jìn)口貿(mào)易有助于進(jìn)口國(guó)的技術(shù)進(jìn)步。Coe和Helpman（1995）[22]據(jù)此構(gòu)建了國(guó)際研發(fā)溢出模型，并驗(yàn)證了進(jìn)口貿(mào)易的技術(shù)溢出效應(yīng)。進(jìn)一步，Potterie和Lichtenberg（2001）[8]又將外商直接投資和對(duì)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(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率，Sid表示國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量，Sifm、Siff和Sift分別表示通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易、外商直接投資和對(duì)外直接投資渠道獲取的國(guó)外研發(fā)資本存量。L-P模型在測(cè)算國(guó)際研發(fā)溢出對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)影響方面得到了廣泛認(rèn)可和應(yīng)用，如李梅、柳士昌（2011）[23]同時(shí)衡量了中國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易、對(duì)外直接投資和外商直接投資的溢出效應(yīng)，汪思齊、王恕立（2017）[24]考察了不同行業(yè)對(duì)外直接投資和外商直接投資對(duì)生產(chǎn)率的影響差異。

根據(jù)L-P模型可知，推動(dòng)一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的路徑主要包括國(guó)內(nèi)研發(fā)投入、對(duì)外直接投資、外商直接投資（IFDI）和進(jìn)口貿(mào)易（IM）。其中，國(guó)內(nèi)的自主研發(fā)投入能夠直接帶來(lái)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新能力提升，OFDI、IFDI和IM則是通過(guò)研發(fā)溢出間接帶動(dòng)國(guó)內(nèi)創(chuàng)新發(fā)展。本文借鑒這一模型，以創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量，以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量，同時(shí)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(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，P表示創(chuàng)新產(chǎn)出，SD表示國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量，SFofdi、SFifdi和SFim分別表示通過(guò)OFDI、IFDI和IM途徑所溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量，H表示人力資本，μi表示省份個(gè)體效應(yīng)，ε表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

依照上述理論分析，只有當(dāng)?shù)貐^(qū)吸收能力有效地處理外部知識(shí)，并與地區(qū)本身的生產(chǎn)能力相結(jié)合，才能夠顯著提升OFDI收益。因此有必要對(duì)母國(guó)的吸收能力加以衡量，構(gòu)建吸收能力與OFDI溢出效應(yīng)之間的內(nèi)在聯(lián)系。Hansen[26]于1999年提出的門(mén)限回歸模型對(duì)于這種變量間的非線性關(guān)系進(jìn)行了很好的闡釋。該方法的優(yōu)點(diǎn)在于將分段門(mén)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(zhǔn)確地識(shí)別內(nèi)生門(mén)限值。借鑒這一做法，以表征吸收能力的各因素為門(mén)限變量，將式（2）擴(kuò)展為以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量的面板門(mén)限模型：

其中，qi為門(mén)限變量，γ為對(duì)應(yīng)門(mén)限值，α1、α2分別為門(mén)限變量在不同條件下OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出的估計(jì)參數(shù)。假設(shè)存在雙重門(mén)限時(shí)，上述模型可寫(xiě)作：

雙重門(mén)限模型將變量間的關(guān)系劃分為三個(gè)階段，當(dāng)門(mén)限變量qi位于不同取值區(qū)間時(shí)，OFDI對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度不同。由此可見(jiàn)，門(mén)限模型拓寬了對(duì)OFDI與創(chuàng)新產(chǎn)出之間直接聯(lián)系的研究，較好估計(jì)了吸收能力在OFDI溢出效應(yīng)中的作用，并有利于對(duì)地區(qū)間溢出效應(yīng)差異做出合理解釋。

（二）數(shù)據(jù)處理及變量說(shuō)明

全球創(chuàng)新資源主要分布在研發(fā)活動(dòng)旺盛、經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定的發(fā)達(dá)國(guó)家，而技術(shù)擴(kuò)散受到地理因素制約，因此將OFDI分布在高新技術(shù)區(qū)域是接近先進(jìn)研發(fā)資源、獲取國(guó)際技術(shù)溢出的重要方式（程惠芳、陳超，2016）[27]。參考2016年世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織和美國(guó)康奈爾大學(xué)等機(jī)構(gòu)聯(lián)合發(fā)布的《全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》以及美國(guó)彭博社發(fā)布的《彭博創(chuàng)新指數(shù)》中各國(guó)的排名情況，并結(jié)合中國(guó)商務(wù)部、統(tǒng)計(jì)局、外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2016年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》中有關(guān)中國(guó)對(duì)外直接投資區(qū)位流向的情況，同時(shí)考慮各國(guó)研發(fā)存量數(shù)據(jù)的大小及可得性，本文最終選取了加拿大、德國(guó)、丹麥、西班牙、芬蘭、法國(guó)、英國(guó)、意大利、日本、韓國(guó)、荷蘭、新加坡、美國(guó)和中國(guó)香港等14個(gè)國(guó)家和地區(qū)作為中國(guó)吸收國(guó)際技術(shù)的主要來(lái)源地。截至2016年底，中國(guó)在上述14個(gè)國(guó)家和地區(qū)的OFDI存量占中國(guó)全部OFDI存量的70%左右。

根據(jù)2005年國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心頒布的《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》，將中國(guó)經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北部4個(gè)地區(qū)。其中，東部地區(qū)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(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，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、寧夏和新疆，東北部地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，在實(shí)證分析時(shí)并未考慮。各變量的獲取和處理過(guò)程如下。

1. 創(chuàng)新產(chǎn)出。自主創(chuàng)新是指地區(qū)憑借一系列的研發(fā)活動(dòng)，在科技、知識(shí)領(lǐng)域有所突破，最終實(shí)現(xiàn)科技成果轉(zhuǎn)化的能力（陳菲瓊、虞旭丹，2009）[7]。現(xiàn)有研究對(duì)于自主創(chuàng)新的衡量大多圍繞創(chuàng)新投入、創(chuàng)新效率和創(chuàng)新產(chǎn)出展開(kāi)，其中創(chuàng)新投入通常用研發(fā)支出表示（王永進(jìn)、張國(guó)峰，2015）[28]，創(chuàng)新效率通常用生產(chǎn)率表示（Behera和Goldar，2012）[29]，創(chuàng)新產(chǎn)出通常用專利數(shù)量或新產(chǎn)品銷售額表示（劉煥鵬，2015;余明桂等，2016;張?jiān)?、趙富森，2017）[30-32]。然而，研發(fā)支出僅代表了對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的資金投入，并不一定能轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果;生產(chǎn)率體現(xiàn)了除勞動(dòng)和資本以外所有剩余因素帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步，并不完全等價(jià)于自主創(chuàng)新能力;新產(chǎn)品銷售收入主要衡量了創(chuàng)新成果的市場(chǎng)價(jià)值，但并不能反映技術(shù)的自主知識(shí)產(chǎn)權(quán);而專利更好地保證了創(chuàng)新活動(dòng)的新穎性，是創(chuàng)新活動(dòng)的重要產(chǎn)出代表，因此以專利來(lái)衡量地區(qū)自主創(chuàng)新能力會(huì)優(yōu)于其他指標(biāo)。在國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局對(duì)專利的三種劃分中，與實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利相比，發(fā)明專利對(duì)自主創(chuàng)新能力的要求更高，往往涉及產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)的核心技術(shù)。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(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中的發(fā)明專利授權(quán)量表示各省份的創(chuàng)新產(chǎn)出。

2. 國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量。國(guó)內(nèi)研發(fā)資本作為創(chuàng)新活動(dòng)的直接資金投入，為創(chuàng)新產(chǎn)出提供了重要保障。根據(jù)Griliches（1992）[33]提出的永續(xù)盤(pán)存法，以2003年為基期，將一國(guó)的研發(fā)資本存量表示為：

其中，SDt表示t時(shí)期一國(guó)的研發(fā)資本存量，RDt表示t時(shí)期實(shí)際研發(fā)支出，RDt由名義研發(fā)支出經(jīng)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減后得到?；谘邪l(fā)資本存量S0=RD0/（g+δ），其中g(shù)表示樣本時(shí)期內(nèi)一國(guó)研發(fā)支出的實(shí)際年均增長(zhǎng)率，δ表示研發(fā)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(jì)算公式可得到各省份的研發(fā)資本存量。各省份名義研發(fā)支出和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

3. 通過(guò)對(duì)外直接投資溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量。對(duì)外直接投資通過(guò)將國(guó)外先進(jìn)技術(shù)傳遞至國(guó)內(nèi)，從而影響了各地區(qū)的創(chuàng)新水平。借鑒Potterie和Lichtenberg（2001）[8]、白潔（2009）[2]在計(jì)算國(guó)外溢出研發(fā)資本存量時(shí)的做法，將通過(guò)OFDI溢出到中國(guó)的國(guó)外研發(fā)資本存量表示為：

其中，OFDIjt表示t時(shí)期中國(guó)對(duì)j國(guó)的直接投資存量，Yjt表示t時(shí)期j國(guó)的GDP，Sjt表示t時(shí)期j國(guó)的研發(fā)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(quán)重，將各省份通過(guò)OFDI獲得的國(guó)外研發(fā)資本存量表示為：

其中，OFDIit表示t時(shí)期中國(guó)i省的對(duì)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(shù)（換算為2003年為基期）計(jì)算各國(guó)歷年的實(shí)際研發(fā)支出，再借鑒國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量的計(jì)算方法求出j國(guó)各時(shí)期的研發(fā)資本存量，折舊率同樣取5%，最后結(jié)合上式計(jì)算各省份的OFDI研發(fā)溢出。對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

4. 通過(guò)外商直接投資溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量。作為獲取知識(shí)溢出的國(guó)際渠道之一，外商直接投資會(huì)在國(guó)內(nèi)形成示范效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)等，從而提升本地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新（Gorg和Greenaway，2004）[36]。與OFDI溢出研發(fā)資本存量計(jì)算方式類似，通過(guò)IFDI溢出到中國(guó)的國(guó)外研發(fā)資本存量可表示為：

其中，IFDIjt表示t時(shí)期中國(guó)利用j國(guó)的外商直接投資規(guī)模，IFDIit表示t時(shí)期中國(guó)i省的實(shí)際利用外資規(guī)模，其他含義同上。各省份實(shí)際利用外資數(shù)據(jù)來(lái)源于wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

5. 通過(guò)進(jìn)口貿(mào)易溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量。進(jìn)口貿(mào)易是國(guó)際交流合作的重要方式，進(jìn)口產(chǎn)品中包含的技術(shù)能夠帶動(dòng)國(guó)內(nèi)上下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同時(shí)這種貿(mào)易合作也對(duì)國(guó)內(nèi)的創(chuàng)新提出了新的要求（Coe和Helpman，1995）[22]。與OFDI溢出研發(fā)資本存量計(jì)算方式類似，通過(guò)IM溢出到中國(guó)的國(guó)外研發(fā)資本存量可表示為：

其中，IMjt表示t時(shí)期中國(guó)自j國(guó)的進(jìn)口規(guī)模，IMit表示t時(shí)期中國(guó)i省的進(jìn)口規(guī)模，其他含義同上。國(guó)家層面進(jìn)口數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行和聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議數(shù)據(jù)庫(kù)，省份層面進(jìn)口數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。

6. 人力資本。人才是創(chuàng)新的主體，人才本身?yè)碛械膶I(yè)素養(yǎng)和技術(shù)水平也是極為重要的創(chuàng)新要素（宋躍剛和杜江，2015）[25]。Barro和Lee（1993）[37]最早提出了用勞動(dòng)力平均受教育年限來(lái)近似測(cè)算人力資本。本文借鑒這一做法，將受教育程度劃分為小學(xué)、初中、高中和大專及以上四個(gè)方面，對(duì)應(yīng)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(jì)算公式可表示為就業(yè)人數(shù)比重與受教育年限的加權(quán)平均，即：小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專及以上學(xué)歷比重×16。就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

7. 吸收能力。①研發(fā)投入強(qiáng)度。本文以各省份研發(fā)支出在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比表示研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI），數(shù)據(jù)來(lái)源于《全國(guó)科技經(jīng)費(fèi)投入統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。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(chǔ)推導(dǎo)出基期資本存量，利用永續(xù)盤(pán)存法求出各地區(qū)的固定資本存量，進(jìn)而求出其與就業(yè)人數(shù)的比值，再取對(duì)數(shù)lnK/L。各省份固定資產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，就業(yè)人數(shù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒。③技術(shù)差距。借鑒李梅和柳士昌（2012）[39]的做法，本文用中國(guó)各地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率與上述14個(gè)國(guó)家和地區(qū)平均勞動(dòng)生產(chǎn)率的比值來(lái)表示技術(shù)差距（GAP）。各國(guó)GDP和就業(yè)人數(shù)來(lái)源于世界銀行，中國(guó)各地區(qū)生產(chǎn)總值來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。④市場(chǎng)化程度。樊綱等（2011）[40]編制的中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)綜合評(píng)價(jià)了各地區(qū)市場(chǎng)化改革的進(jìn)程，本文利用這一指數(shù)作為市場(chǎng)化程度（MAR）的代表，探究其在溢出效應(yīng)中的作用。王小魯?shù)龋?017）[41]在《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中，以2008年為基期測(cè)算了2008—2014年中國(guó)各省份的市場(chǎng)化指數(shù)，因此需要對(duì)其他年份予以補(bǔ)充。參考韋倩等（2014）[42]的做法，首先，以2008—2014年省際市場(chǎng)化指數(shù)為被解釋變量，以省際非國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值所占比重（non_state）為解釋變量，根據(jù)以下方程估計(jì)系數(shù)？姿0、？姿1和？啄i：MARit=？姿0+？姿1non_stateit+？啄i+？著。其次，依據(jù)系數(shù)估計(jì)值和2003—2016年省際非國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值比重對(duì)省際市場(chǎng)化指數(shù)進(jìn)行擬合。最后，將王小魯報(bào)告的2008—2014年省際市場(chǎng)化指數(shù)和擬合得到的其他年份的市場(chǎng)化指數(shù)相結(jié)合，作為在實(shí)證研究中所需要的市場(chǎng)化指數(shù)。省際非國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值來(lái)源于《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸及分析

由上文分析可知，對(duì)外直接投資主體通過(guò)技術(shù)擴(kuò)散等方式獲取國(guó)外研發(fā)知識(shí)，并將這些先進(jìn)技術(shù)傳遞回母國(guó)，在國(guó)內(nèi)形成示范、競(jìng)爭(zhēng)和關(guān)聯(lián)等效應(yīng)，最終帶動(dòng)國(guó)內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。因此，本文首先對(duì)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響進(jìn)行驗(yàn)證，從表1可以看出，發(fā)明專利授權(quán)量、對(duì)外直接投資研發(fā)溢出量、技術(shù)差距等變量的最小值與最大值間相差較大，這表明OFDI帶來(lái)的溢出效應(yīng)可能在地區(qū)間有所不同。

考慮到本文的研究可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，當(dāng)?shù)貐^(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出提高時(shí)，各地區(qū)可能更有意愿投資到高新科技領(lǐng)域、與國(guó)際先進(jìn)企業(yè)合作，即創(chuàng)新產(chǎn)出有可能提高了各地區(qū)OFDI的積極性。Caner和Hansen（2004）[43]通過(guò)引入工具變量，對(duì)包含內(nèi)生解釋變量的門(mén)限模型進(jìn)行了估計(jì)，以減弱內(nèi)生性問(wèn)題。本文參考劉海云和石小霞（2018）[44]的做法，采用OFDI研發(fā)溢出量的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

以滯后一階解釋變量（L.lnSFofdi）為工具變量，并按照經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分，分別對(duì)全國(guó)各地區(qū)依式（2）進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由表2回歸結(jié)果可知，從全國(guó)層面來(lái)看，OFDI已成為僅次于國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量、人力資本之外，提升中國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出的第三大主渠道。OFDI研發(fā)溢出存量每變動(dòng)1%，能帶動(dòng)全國(guó)創(chuàng)新產(chǎn)出增加0.262%，且顯著。從影響系數(shù)的符號(hào)和大小來(lái)看，一方面，中國(guó)對(duì)全球研發(fā)密集區(qū)域的直接投資在提升國(guó)內(nèi)創(chuàng)新能力方面的確起到了積極的作用;另一方面，OFDI對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用有待改善，說(shuō)明可能存在某些因素影響了這一溢出效應(yīng)。

從區(qū)域維度來(lái)看，各地區(qū)獲得的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)明顯不同，其中：（1）東部和中部地區(qū)在OFDI活動(dòng)中收益最大，且高于全國(guó)水平。東部地區(qū)OFDI研發(fā)溢出存量每變動(dòng)1%，能帶動(dòng)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出提高0.339%。對(duì)此可能的解釋是，東部和中部地區(qū)更傾向于投資到國(guó)外的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，如裝備制造業(yè)、信息科技產(chǎn)業(yè)等，并以獲取東道國(guó)的研發(fā)資源為主要?jiǎng)訖C(jī)。同時(shí)，東部和中部地區(qū)在研發(fā)投入和人力資本培育等方面相對(duì)于其他地區(qū)具有明顯優(yōu)勢(shì)，這也為對(duì)先進(jìn)知識(shí)的吸收和再次創(chuàng)新提供了重要保障。（2）西部和東北部地區(qū)在OFDI活動(dòng)中收益較少，其自主創(chuàng)新仍主要依賴于地區(qū)研發(fā)投入。西部地區(qū)的OFDI收益低于東部和中部地區(qū)，東北部地區(qū)的OFDI逆向技術(shù)溢出則未能顯著促進(jìn)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出。對(duì)此可能的解釋是，西部和東北部地區(qū)的OFDI起步較晚，研發(fā)和人力資本儲(chǔ)備水平較低，產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后，技術(shù)水平與國(guó)外相差較大，因而OFDI溢出效應(yīng)的積極作用還有待充分釋放。

（二）門(mén)限回歸及分析

由前文分析可知，地區(qū)的吸收能力越強(qiáng)，對(duì)外部知識(shí)的管理和轉(zhuǎn)化能力越強(qiáng)，越有可能在對(duì)外直接投資中獲取較大收益。為準(zhǔn)確衡量吸收能力對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，明晰各地區(qū)間溢出效應(yīng)不平衡的深層次原因，分別以研發(fā)投入強(qiáng)度、資本密度、技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度為門(mén)限變量，對(duì)以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量的門(mén)限模型進(jìn)行估計(jì)。表3報(bào)告了各變量門(mén)限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，其中，在10%的顯著性水平下，研發(fā)投入強(qiáng)度和資本密度在OFDI對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中存在顯著的雙重門(mén)限效應(yīng)，技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度存在單一門(mén)限效應(yīng)。各變量門(mén)限值和置信區(qū)間如表4所示。

對(duì)門(mén)限模型的回歸結(jié)果如表5所示。同時(shí)，依據(jù)得出的研發(fā)投入強(qiáng)度、資本密度、技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度門(mén)限值，在表6中分別對(duì)各省份在2003年、2010年和2016年的吸收能力表現(xiàn)進(jìn)行描述。從表5的門(mén)限回歸結(jié)果可以看出，在各吸收能力因素特征值跨越相應(yīng)門(mén)限值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響發(fā)生顯著改變。其中，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度特征值低于第一個(gè)門(mén)限值0.970時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)為0.069;當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度特征值超過(guò)第一個(gè)門(mén)限值而小于第二個(gè)門(mén)限值1.650時(shí)，估計(jì)系數(shù)提高到0.096，且顯著;當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度特征值超過(guò)第二個(gè)門(mén)限值時(shí)，估計(jì)系數(shù)進(jìn)一步提高到0.128，且顯著。這說(shuō)明研發(fā)投入強(qiáng)度較大的地區(qū)更易于吸收OFDI帶來(lái)的研發(fā)溢出。由表6中各省份研發(fā)投入強(qiáng)度門(mén)限值的通過(guò)情況可以看出，一方面，中國(guó)各省份研發(fā)投入強(qiáng)度明顯提升，在2003年全國(guó)僅有3個(gè)省份的研發(fā)投入強(qiáng)度特征值跨越第二門(mén)限值，到2016年有8個(gè)省份的研發(fā)投入強(qiáng)度特征值位于第一和第二門(mén)限值之間，共計(jì)13個(gè)省份超過(guò)第二門(mén)限值;另一方面，東部地區(qū)的研發(fā)投入強(qiáng)度最高，在2016年越過(guò)第二門(mén)限值的13個(gè)省份中有7個(gè)位于東部地區(qū)，2個(gè)位于中部地區(qū)，3個(gè)位于西部地區(qū)，1個(gè)位于東北部地區(qū)，其中，北京以5.96%的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度排名全國(guó)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(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出中存在雙重門(mén)限效應(yīng)，隨著lnK/L依次超過(guò)第一、第二門(mén)限值，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)逐步提高，且均顯著。這表明較高的資本密度可以提高地區(qū)對(duì)通過(guò)OFDI獲取的外部知識(shí)的熟練運(yùn)用，改善創(chuàng)新現(xiàn)狀。同樣，以資本密度門(mén)限值劃分各省份，依據(jù)表6可知，隨時(shí)間推進(jìn)各省份資本密度顯著提高，且提高程度明顯優(yōu)于研發(fā)資本強(qiáng)度、技術(shù)差距和市場(chǎng)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(mén)限值，沒(méi)有省份跨越第二門(mén)限值;2010年有16個(gè)省份只跨越了第一門(mén)限值;到2016年除云南以外，其余所有省份均跨越了第二門(mén)限值。

技術(shù)差距在OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出中存在單一門(mén)限效應(yīng)。由表5可知，當(dāng)GAP低于門(mén)限值12.095時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)為0.095，當(dāng)GAP超過(guò)門(mén)限值時(shí)，這一系數(shù)減少至0.063，且顯著。GAP越高表明技術(shù)差距越小，較小的技術(shù)差距降低了地區(qū)對(duì)先進(jìn)技術(shù)的學(xué)習(xí)空間，因而溢出效應(yīng)會(huì)有所減弱。技術(shù)差距體現(xiàn)了當(dāng)前各地區(qū)向國(guó)外先進(jìn)技術(shù)學(xué)習(xí)的空間邊界，以技術(shù)差距門(mén)限值劃分各省份，由于GAP越大意味著逆向技術(shù)溢出效應(yīng)越弱，本文在表6中列出了低于相應(yīng)門(mén)限值、即吸收能力較強(qiáng)的省份。由表6可知，各省份的技術(shù)差距狀況在不斷改善：2003年僅有北京、天津和上海3個(gè)東部省份與國(guó)外技術(shù)水平差距的特征值低于相應(yīng)門(mén)限值，其余省份的技術(shù)差距特征值均高于門(mén)限值;而2016年除貴州、云南和甘肅3個(gè)西部省份的技術(shù)差距較高以外，其他省份全部低于門(mén)限值。

市場(chǎng)化程度綜合反映了地區(qū)制度、產(chǎn)品、要素等多方面的發(fā)展?fàn)顩r，對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出影響創(chuàng)新產(chǎn)出存在單一門(mén)限效應(yīng)。如表5所示，當(dāng)市場(chǎng)化程度特征值低于門(mén)限值5.830時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出的彈性影響系數(shù)為0.065，當(dāng)超過(guò)門(mén)限值時(shí)，估計(jì)系數(shù)提高到0.094，且顯著。這說(shuō)明市場(chǎng)化程度提高了地區(qū)對(duì)先進(jìn)知識(shí)的吸收效果。分析各地區(qū)市場(chǎng)化程度特征值與門(mén)限值的差距情況，由表6可知，一方面，中國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化程度同樣取得了改善，2003年北京、天津和遼寧等共計(jì)8個(gè)省份的市場(chǎng)化程度特征值跨越了門(mén)限值，2016年共有19個(gè)省份的特征值超過(guò)了門(mén)限值;另一方面，東部地區(qū)的市場(chǎng)化程度最高，2003年跨越門(mén)限值的8個(gè)省份全部來(lái)自東部地區(qū)，其他地區(qū)沒(méi)有省份跨越門(mén)限值，2016年?yáng)|部地區(qū)共計(jì)9個(gè)省份、中部地區(qū)共計(jì)5個(gè)省份和東北部地區(qū)2個(gè)省份的市場(chǎng)化程度特征值均超過(guò)了門(mén)限值，而西部地區(qū)僅有3個(gè)省份的市場(chǎng)化程度特征值位于門(mén)限值以上。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)果的可靠性，借鑒劉煥鵬和嚴(yán)太華（2015）[30]對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量方法，以各省份每萬(wàn)人發(fā)明專利授權(quán)量代替發(fā)明專利授權(quán)量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，OFDI對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響同樣存在地區(qū)差異。如表7門(mén)限回歸結(jié)果所示，門(mén)限回歸中各變量的系數(shù)符號(hào)與原實(shí)證結(jié)果基本一致。這說(shuō)明研發(fā)投入強(qiáng)度、資本密度、技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度可以影響OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，也驗(yàn)證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與政策建議

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入發(fā)展，中國(guó)積極展開(kāi)對(duì)外直接投資活動(dòng)，從而提高了對(duì)國(guó)際國(guó)內(nèi)要素的合理利用。本文采用2003—2016年中國(guó)省份面板數(shù)據(jù)，利用門(mén)限回歸模型，研究了在不同吸收能力條件下，對(duì)外直接投資對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性影響。主要研究結(jié)論如下：第一，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)國(guó)內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出有正向影響，且影響程度在各地區(qū)表現(xiàn)出了明顯差異，其中OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)東部、中部和西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響顯著為正，對(duì)東北部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)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(shù)溢出對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中存在明顯的門(mén)限效應(yīng)。其中研發(fā)投入強(qiáng)度和資本密度存在雙重門(mén)限效應(yīng)，技術(shù)差距和市場(chǎng)化程度存在單一門(mén)限效應(yīng)，且在研發(fā)投入強(qiáng)度、市場(chǎng)化程度、資本密度各因素特征值跨越相應(yīng)門(mén)限值，技術(shù)差距特征值低于相應(yīng)門(mén)限值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響顯著加強(qiáng)。第三，從地區(qū)資本密度和技術(shù)差距特征值與各自門(mén)限值的差距來(lái)看，大部分地區(qū)的資本密度特征值已跨越了相應(yīng)門(mén)限值，技術(shù)差距特征值低于相應(yīng)門(mén)限值，并且各地區(qū)資本密度和技術(shù)差距的改善速度要明顯優(yōu)于研發(fā)投入強(qiáng)度和市場(chǎng)化程度，2003年時(shí)僅有2個(gè)省份的資本密度特征值跨越了第一門(mén)限值，到2016年時(shí)高于技術(shù)差距門(mén)限值的省份也僅有3個(gè)，并且除云南以外，所有省份均跨越資本密度第二門(mén)限值。第四，從地區(qū)研發(fā)投入強(qiáng)度和市場(chǎng)化程度特征值與各自門(mén)限值的差距來(lái)看，大部分東部和中部地區(qū)的研發(fā)投入強(qiáng)度特征值已經(jīng)跨越了相應(yīng)門(mén)限值，而部分西部和東北部地區(qū)目前仍未跨越研發(fā)投入強(qiáng)度門(mén)限值，大部分東部地區(qū)早在2003年就超過(guò)了市場(chǎng)化程度門(mén)限值，大部分中部和東北部地區(qū)市場(chǎng)化程度特征值目前也已經(jīng)跨越了門(mén)限值，而部分西部地區(qū)的市場(chǎng)化程度特征值目前仍處于門(mén)限值以下。

綜合上述分析可知，OFDI有利于提高地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出，但這一作用的充分發(fā)揮需要以各地區(qū)的吸收能力為重要前提，因此各地區(qū)應(yīng)依據(jù)自身發(fā)展特征采取差異化的政策措施。

第一，提高研發(fā)投入強(qiáng)度、加深市場(chǎng)化程度是改善地區(qū)吸收能力的重要舉措。在研發(fā)投入強(qiáng)度較低的地區(qū)，各地區(qū)政府未來(lái)應(yīng)大力支持科研機(jī)構(gòu)的建立和發(fā)展，注重對(duì)科研的準(zhǔn)確定位，同時(shí)建立完善的科研激勵(lì)機(jī)制，在資金、財(cái)稅等方面給予相應(yīng)支持。在市場(chǎng)化進(jìn)程緩慢的地區(qū)，各地區(qū)政府則應(yīng)注重構(gòu)造公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，處理好政府與市場(chǎng)的關(guān)系，簡(jiǎn)化行政審批手續(xù)，大力推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程。研發(fā)投入強(qiáng)度和市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)則應(yīng)注重加強(qiáng)這些因素與OFDI的配合，適時(shí)加強(qiáng)研發(fā)投入和推動(dòng)市場(chǎng)化進(jìn)程，提高對(duì)外部知識(shí)吸收和轉(zhuǎn)化的速度。

第二，提高自身資本密度、縮小同發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的技術(shù)差距是各地區(qū)持續(xù)獲取對(duì)外投資收益的重要條件。在國(guó)內(nèi)人口紅利逐漸減弱、就業(yè)結(jié)構(gòu)有待完善的背景下，優(yōu)化地區(qū)要素稟賦結(jié)構(gòu)仍然是維持地區(qū)吸收能力的重要方式。因此，各地區(qū)應(yīng)繼續(xù)提高科技人員占比，加強(qiáng)對(duì)勞動(dòng)人員的專業(yè)技能培訓(xùn)，規(guī)范地區(qū)固定資本的投入規(guī)模和流動(dòng)方向。同時(shí)，由于發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的科技水平優(yōu)化速度較快，中國(guó)同這些先進(jìn)地區(qū)的技術(shù)差距變化存在不確定性，因此未來(lái)各地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步提高對(duì)技術(shù)進(jìn)步的要求，密切關(guān)注世界前沿科技發(fā)展，加強(qiáng)同發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)在高新領(lǐng)域的合作，努力縮小技術(shù)差距。

第三，各地區(qū)應(yīng)結(jié)合自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際，采取不同的OFDI政策。東部和中部地區(qū)地理優(yōu)勢(shì)明顯，對(duì)外經(jīng)濟(jì)交流機(jī)遇更多，未來(lái)可在OFDI的產(chǎn)業(yè)和區(qū)位分布上更加注重對(duì)技術(shù)、知識(shí)和效率的追求，靈活選擇新建投資、海外并購(gòu)和聯(lián)合投資等參與方式，繼續(xù)依靠OFDI獲取更大收益。而西部和東北部地區(qū)的對(duì)外經(jīng)濟(jì)交流合作較晚，且目前的自主創(chuàng)新仍然主要依靠研發(fā)投入來(lái)改善，因此這些地區(qū)應(yīng)注重提升OFDI的質(zhì)量和效益，總結(jié)相關(guān)投資經(jīng)驗(yàn)，同時(shí)調(diào)整OFDI結(jié)構(gòu)、優(yōu)化吸收消化環(huán)境。

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