蒲佐毅

摘 要：采用2007—2015年我國(guó)東中西部30個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的逆向溢出效應(yīng)。結(jié)果表明，對(duì)外直接投資的逆向溢出效應(yīng)從我國(guó)整體來看具有明顯的正向推動(dòng)作用，而分區(qū)域來看則我國(guó)東、中、西部地區(qū)存在著顯著的地區(qū)差異，且東部地區(qū)效應(yīng)較為明顯。

關(guān)鍵詞：一帶一路;OFDI;逆向技術(shù)溢出

中圖分類號(hào)：F830.591 ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號(hào)：1673-291X（2019）17-0127-05

引言

“一帶一路”戰(zhàn)略是習(xí)近平主席于2013年9月和10月分別出訪哈薩克斯坦和印度尼西亞時(shí)首次提出的我國(guó)全面對(duì)外開放的新格局。隨著2015年該戰(zhàn)略的正式全面推進(jìn)和2017年“一帶一路”國(guó)際合作高峰論壇的成功舉辦，由中國(guó)首倡的“一帶一路”倡議受到全世界廣泛關(guān)注，已成為全球100多個(gè)國(guó)家和國(guó)際組織的全球共識(shí)，并進(jìn)入到了全球行動(dòng)階段，從而開創(chuàng)了我國(guó)前所未有的對(duì)外直接投資和國(guó)際產(chǎn)能合作的新局面。

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展的直接源泉和重要推動(dòng)力，尤其是知識(shí)的創(chuàng)新和技術(shù)的創(chuàng)新。對(duì)外直接投資（OFDI）是促進(jìn)一國(guó)（或地區(qū)）實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的有效途徑，它是一國(guó)或地區(qū)實(shí)現(xiàn)“走出去”戰(zhàn)略、參與國(guó)際分工、融入全球產(chǎn)業(yè)鏈條的重要途徑，在推進(jìn)技術(shù)全球化、國(guó)際研發(fā)資本溢出以及知識(shí)資本跨國(guó)轉(zhuǎn)移方面發(fā)揮著重要作用。一國(guó)或地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新，既要通過自主創(chuàng)新加快提升，又要在采取“引進(jìn)來”的同時(shí)積極采取“走出去”戰(zhàn)略，充分發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，加強(qiáng)與周邊國(guó)家和地區(qū)的科技合作，實(shí)現(xiàn)對(duì)本地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的外部推動(dòng)。

隨著“一帶一路”全球化行動(dòng)藍(lán)圖的付諸實(shí)踐，經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)展也將更加迅速，我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家以及其他國(guó)家或地區(qū)的投資問題也必將成為對(duì)外開放新格局下的一個(gè)嶄新的研究課題。當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)雖然進(jìn)入了新常態(tài)發(fā)展，但OFDI投資規(guī)模卻越來越大，涉及國(guó)家和地區(qū)范圍也越來越多，已在我國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中占有舉足輕重的地位。截至2016年，我國(guó)對(duì)全球164個(gè)國(guó)家和地區(qū)的7 961家境外企業(yè)進(jìn)行的非金融類直接投資累計(jì)達(dá)11 299.2億元人民幣，同比增長(zhǎng)44.1%，其中對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的OFDI規(guī)模也正在逐年提高。因而，充分發(fā)揮我國(guó)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，加強(qiáng)對(duì)對(duì)外直接投資與我國(guó)不同地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究，已成為當(dāng)前我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和國(guó)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中的一個(gè)新穎的課題，尤其是對(duì)“一帶一路”背景下深入研究我國(guó)東、中、西部地區(qū)OFDI與技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新的關(guān)系而言，更顯得十分重要。

一、計(jì)量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）理論模型分析與構(gòu)建

本文在國(guó)際R&D溢出回歸模型C—H模型基礎(chǔ)上，重新將其回歸模型表述為以下模型，即：

lnQit=α■+α■lnK■+α■lnL■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+ε■

這樣一來，模型中既避免了用不同方法測(cè)算全要素生產(chǎn)率可能帶來的結(jié)果的不同，也能夠全部包含L-P模型所表達(dá)的緊貼現(xiàn)實(shí)的國(guó)際技術(shù)溢出路徑，從而確保了實(shí)證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

設(shè)我國(guó)各省市區(qū)用于技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出為專利授權(quán)數(shù)量PT，結(jié)合上述分析，構(gòu)建模型如下：

lnPT■=α■+α■lnK■+α■lnL■+α■lnPGDP■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+ε■

該模型中，技術(shù)產(chǎn)出將受到包括OFDI在內(nèi)的國(guó)內(nèi)和國(guó)際因素的影響。其中，國(guó)內(nèi)各省市的研發(fā)資本存量Sd、進(jìn)口貿(mào)易M、外商直接投資FDI和對(duì)外直接投資OFDI為模型的主要變量，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值PGDP、科研從業(yè)人員數(shù)量L和固定資本投入K為控制變量。其中，對(duì)外直接投資OFDI獲得的外國(guó)R&D資本存量溢出的計(jì)算公式為：

S■■=■■S■;

由此本文引出另外兩個(gè)公式，即

（1）由進(jìn)口貿(mào)易渠道溢出的國(guó)外R&D資本存量公式為：

S■■=■■S■

（2）由外商直接投資溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量公式為：

S■■=■■S■。

公式中，OFDI、FDIjt、Mjt分別代表t期我國(guó)不同地區(qū)對(duì)j國(guó)的對(duì)外直接投資額和從j國(guó)到達(dá)我國(guó)的外商直接投資額，以及進(jìn)口貿(mào)易額為t時(shí)期j國(guó)的固定資本形成總值，Sjt為j國(guó)的國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量。

（二）數(shù)據(jù)說明

本模型各變量選取及衡量指標(biāo)由以下變量構(gòu)成：各區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的資本投入K用歷年R&D經(jīng)費(fèi)表示;技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出PT用該地區(qū)相應(yīng)年份的專利授權(quán)量來表示;勞動(dòng)力L由該地區(qū)當(dāng)年科技活動(dòng)人數(shù)衡量;資本K用地區(qū)固定資本投資稱量;對(duì)外直接投資OFDI采用該地區(qū)當(dāng)年實(shí)際對(duì)外投資額來衡量，并按照當(dāng)年匯率進(jìn)行折算;外商直接投資FDI和進(jìn)口額M采用實(shí)際外商投資和進(jìn)口額表示。鑒于國(guó)外各國(guó)研發(fā)資本存量數(shù)據(jù)的可得性，本文選取世界銀行公布的WDI相關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中各國(guó)研發(fā)支出占GDP的比重，再乘以各國(guó)GDP而獲得;FC的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。國(guó)內(nèi)各代表性指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《2008—2016中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2008—2016中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2007—2015中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》以及中國(guó)各省區(qū)市2008—2016年的統(tǒng)計(jì)年鑒等。其中，對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的分地區(qū)OFDI數(shù)據(jù)為非金融類數(shù)據(jù)，且由于我國(guó)自2003年才開始發(fā)布相關(guān)OFDI數(shù)據(jù)，加之西藏缺失數(shù)據(jù)較多，貴州、青海、重慶三地區(qū)2003—2006年的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此，為保證數(shù)據(jù)的完整性和結(jié)果的可信性，本文選擇對(duì)剔除西藏后的2007—2015年我國(guó)其他30個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、數(shù)據(jù)估計(jì)與結(jié)果分析

（一）全國(guó)數(shù)據(jù)分析

1.整體面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

由于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量往往是非平穩(wěn)的，因此，為了避免出現(xiàn)所謂的“偽回歸”現(xiàn)象，在進(jìn)行協(xié)整分析前，首先需要對(duì)各變量面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用Eviews6.0計(jì)量軟件，分別對(duì)lnK、lnL、lnPGDP、lnSm、lnSfdi、lnSofdi進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)值所有變量序列在1%的水平上拒絕原假設(shè)，從而滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的要求，可以進(jìn)行協(xié)整分析。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

通過上述一階單整序列的檢驗(yàn)，其滿足了進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的要求，因此，本文采用協(xié)整檢驗(yàn)中最常用的Pedroni檢驗(yàn)方法以及Kao檢驗(yàn)的方法，同時(shí)對(duì)該對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)方法得出的檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)于Pedroni檢驗(yàn)而言，主要是以Panel ADF檢驗(yàn)值和Group ADF檢驗(yàn)值為參考，尤其在T<20的小樣本分析中，這兩種檢驗(yàn)得出的檢驗(yàn)結(jié)果其更貼近數(shù)據(jù)所表達(dá)的現(xiàn)實(shí)情況。其檢驗(yàn)所得結(jié)果如表1所示。

通過表1中對(duì)面板數(shù)據(jù)的Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果可知，該時(shí)間序列各變量的Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)所得檢驗(yàn)值，均在5%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，即該時(shí)間序列各變量之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此得出結(jié)論，該時(shí)間序列各變量間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡比例關(guān)系，可以進(jìn)行下一步的面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)。

3.面板回歸模型估計(jì)

面板數(shù)據(jù)模型形式上主要有OLS混合數(shù)據(jù)模型、固定效應(yīng)FE模型和隨機(jī)效應(yīng)RE模型。通過面板數(shù)據(jù)的回歸檢驗(yàn)，獲得的面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)模型如表2所示。

面板數(shù)據(jù)模型相對(duì)于簡(jiǎn)單的截面數(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)而言，其通過實(shí)際研究得出的模型結(jié)果往往更能接近于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)，更具真實(shí)性。本文在面板模型構(gòu)建的基礎(chǔ)上，通過采用三種不同的回歸方法對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并作出符合實(shí)際的選擇。按照面板數(shù)據(jù)模型的選擇方法，如果F Cross-section>F0.05（N-1，NT-N-K），則推翻原假設(shè)，在隨機(jī)模型RE和固定效應(yīng)模型FE中選擇建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型更合理;而若豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)后檢驗(yàn)值大于0.05這個(gè)設(shè)定的顯著性水平，則在面板數(shù)據(jù)模型中選擇隨機(jī)效應(yīng)RE模型進(jìn)行分析更為合理。通過上表分析和計(jì)算我們得出，我國(guó)整體面板數(shù)據(jù)的分析檢驗(yàn)結(jié)果中的F統(tǒng)計(jì)量要大于0.05顯著性水平下的F統(tǒng)計(jì)量，而且通過豪斯曼（Hausman）的檢驗(yàn)結(jié)果也可以看出，其檢驗(yàn)值對(duì)應(yīng)的概率值為0.036 2，小于0.05的顯著性水平。因此，從我國(guó)整體面板數(shù)據(jù)的回歸檢驗(yàn)結(jié)果看，應(yīng)該選擇個(gè)體固定效應(yīng)FE模型2作為我國(guó)整體時(shí)間序列的回歸結(jié)果。

（二）我國(guó)東、中、西部地區(qū)分區(qū)域面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)

前文利用全國(guó)各省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，從全國(guó)總體角度分析了影響我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要因素?？紤]到我國(guó)各個(gè)地區(qū)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在的區(qū)域差異，為了更好地分析各區(qū)域OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在各省區(qū)市區(qū)域間的這種差異，本文從我國(guó)東、中、西三個(gè)區(qū)域進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的回歸模型分析，并通過對(duì)三大地區(qū)的分組檢驗(yàn)比較，得出影響OFDI在我國(guó)東、中、西部地區(qū)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)出差異，回歸結(jié)果如表3所示。

根據(jù)上述分析和表3內(nèi)容顯示，在顯著性水平為0.05的條件下，我國(guó)東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)模型的選擇，由于其Hausman檢驗(yàn)值小于0.05顯著性水平，所以應(yīng)選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型FE（1）對(duì)其檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析;在我國(guó)中部地區(qū)，由于其Hausman檢驗(yàn)P值大于0.05，因此應(yīng)選擇采取隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚏E（4）;在西部地區(qū)的回歸模型檢驗(yàn)中，同樣由于其Hausman檢驗(yàn)結(jié)果P值大于0.05的顯著性水平，因此應(yīng)選擇采取隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚏E（6）來進(jìn)行分析。通過模型FE（1）、RE（4）、RE（6）的回歸結(jié)果來看，由于其回歸模型存在著明顯的差異性，因而我國(guó)東、中、西部地區(qū)OFDI對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，也表現(xiàn)出了明顯的區(qū)域差異性。

（三）面板回歸模型實(shí)證結(jié)果分析

1.從表2可以看出，我國(guó)各省區(qū)市的技術(shù)研發(fā)資金投入、科研人員數(shù)量以及區(qū)域人均GDP等因素對(duì)我國(guó)總體技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有較為顯著的正向推動(dòng)作用。這說明，當(dāng)前我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出仍然以國(guó)內(nèi)的資本投入、研發(fā)人員培養(yǎng)和經(jīng)濟(jì)總量提高為主，且科技投入和科研人員數(shù)量對(duì)我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出影響較為顯著，說明科技投入每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出會(huì)增加0.356%;而科研人員人數(shù)每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出會(huì)增加0.257%，說明科技活動(dòng)人數(shù)對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的提高具有明顯的正向影響。而從國(guó)際來看，OFDI、FDI、M等因素對(duì)我國(guó)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效應(yīng)相對(duì)比較微弱，盡管也有正向影響，但效果并不十分顯著。具體來看，從上述實(shí)證分析可知，我國(guó)的OFDI對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響，系數(shù)為正，OFDI每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出即專利授權(quán)總量增加0.0109%，說明我國(guó)通過對(duì)外直接投資可以獲得OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)盡管較小但效應(yīng)存在;而FDI效果相對(duì)較為明顯，但進(jìn)口M所產(chǎn)生技術(shù)溢出對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新影響較小且為負(fù)向。

2.從表3可以看出，通過分區(qū)域進(jìn)行回歸分析，資本、技術(shù)人員投入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍然是各區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要影響因素，而OFDI的逆向技術(shù)溢出雖然具有正向影響，但影響系數(shù)較小，且由于各地區(qū)在主要影響因素上存在的明顯差異，致使我國(guó)東、中、西部地區(qū)的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)具有不同的區(qū)域特點(diǎn)，具體表現(xiàn)在：

第一，通過上述分析模型可以看出，我國(guó)東部地區(qū)在面板數(shù)據(jù)回歸模型結(jié)果中，不管是固定效應(yīng)FE模型的回歸結(jié)果還是隨機(jī)效應(yīng)RE模型的回歸結(jié)果，其對(duì)外直接投資OFDI對(duì)該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)均較為明顯。其原因在于，我國(guó)東部地區(qū)相對(duì)于其他地區(qū)開發(fā)開放較早，技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)和技術(shù)人才實(shí)力雄厚，加之許多大中型外貿(mào)企業(yè)坐落于此，對(duì)國(guó)際發(fā)達(dá)地區(qū)的先進(jìn)技術(shù)和知識(shí)獲取機(jī)會(huì)較多，吸收能力較強(qiáng)，容易產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，且效果明顯。

第二，我國(guó)中部地區(qū)由于地處內(nèi)陸，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和科研投入相對(duì)東部地區(qū)不足，不具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)和技術(shù)優(yōu)勢(shì)，且在對(duì)外直接投資過程中更多地借鑒和吸收與其技術(shù)水平相差不大的國(guó)外技術(shù)，因此其OFDI對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不是很大。

第三，相對(duì)于東中部地區(qū)而言，我國(guó)西部地區(qū)在科研投入、科研水平、對(duì)外開放、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及技術(shù)吸收能力等方面仍存在差距。從表4回歸模型中可以看出，OFDI的逆向溢出效應(yīng)不大，但影響顯著，西部地區(qū)OFDI、FDI均顯著提升了西部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，影響系數(shù)分別達(dá)到0.0325和0.026，稍弱于中東部地區(qū)，但M對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出卻產(chǎn)生了反方向影響，其主要與西部地區(qū)對(duì)外開放程度和OFDI水平較低有關(guān)。同時(shí)，西部地區(qū)研發(fā)人員投入和科技投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出是一種正向促進(jìn)關(guān)系，但由于西部地區(qū)科技投入、科研能力、對(duì)外直接投資等相對(duì)缺乏，因此也導(dǎo)致其對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的先進(jìn)技術(shù)獲取和吸收創(chuàng)新滯后，由此引起其技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效率低下。

三、政策建議

通過上述實(shí)證研究的結(jié)果可以看出，我國(guó)東中西部地區(qū)OFDI分布不均衡是導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新差異的重要因素。因而，在“一帶一路”背景下積極開展對(duì)外直接投資，促進(jìn)我國(guó)不同地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的快速發(fā)展，應(yīng)根據(jù)不同區(qū)域的特定影響因素，采取因地制宜的政策措施以促進(jìn)我國(guó)全面實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良好的勢(shì)頭。本文認(rèn)為需要著重從以下幾方面著手。

首先，進(jìn)一步加大科技創(chuàng)新投入和引進(jìn)外資力度。一方面要繼續(xù)多方尋求區(qū)域科技創(chuàng)新活動(dòng)經(jīng)費(fèi)，加大國(guó)內(nèi)科技創(chuàng)新投入，提高科技創(chuàng)新的軟硬件建設(shè)，尤其要加強(qiáng)中西部落后地區(qū)的科技基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)人員培訓(xùn)，夯實(shí)技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)，提高區(qū)域自主創(chuàng)新能力;另一方面，要繼續(xù)加大力度鼓勵(lì)引進(jìn)外資，尤其對(duì)于中西部地區(qū)，要通過引進(jìn)外資進(jìn)一步帶動(dòng)區(qū)域技術(shù)研發(fā)、國(guó)際市場(chǎng)管理、科研人才能力和水平提升。

其次，鼓勵(lì)企業(yè)采取技術(shù)獲取型OFDI策略。盡管從實(shí)證結(jié)果來看OFDI的技術(shù)溢出效應(yīng)是明顯存在的，但其對(duì)我國(guó)中西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新卻未能起到明顯的提升，因而，我國(guó)中西部地區(qū)應(yīng)加大力度增加技術(shù)獲取型對(duì)外直接投資，進(jìn)一步加強(qiáng)與發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的技術(shù)貿(mào)易合作，鼓勵(lì)區(qū)域內(nèi)企業(yè)與發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)企業(yè)合作，積極吸收發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的技術(shù)人才，因地制宜地制定適合本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特性的開放經(jīng)濟(jì)政策，以促進(jìn)本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升和生產(chǎn)率的提高，增強(qiáng)國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而推進(jìn)區(qū)域科技創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展和良性互動(dòng)。

最后，實(shí)施區(qū)域差異化OFDI政策。針對(duì)我國(guó)東中西不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和科技創(chuàng)新發(fā)展的差異化，應(yīng)實(shí)行差異化的OFDI政策。根據(jù)上述分析結(jié)論，我國(guó)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度快、質(zhì)量高，技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)扎實(shí)，應(yīng)進(jìn)一步加大同發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的對(duì)外直接投資力度，吸收其先進(jìn)的科技創(chuàng)新要素;而對(duì)于中西部地區(qū)來講，技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)相對(duì)較弱，技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入和科技創(chuàng)新人才相對(duì)缺乏，因而應(yīng)加大科研經(jīng)費(fèi)投入，鼓勵(lì)區(qū)域內(nèi)企業(yè)擴(kuò)大進(jìn)出口規(guī)模，進(jìn)一步開拓國(guó)際市場(chǎng)，從而縮小與東部地區(qū)的OFDI的發(fā)展差距。

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A Comparative Study on the Spillover Effects of Reverse Technology ? Based on the Perspective of Technology Output

Pu Zuoyi，Weiyan

（College of Economics and Management，Shihezi University，Shihezi 832000）

Abstract：In this paper，the panel data of 30 provinces，autonomous regions and municipalities in eastern，central and western China in 2007 and 2015 are used to test the effect of OFDI on the reverse spillover of technological innovation in the eastern，central and western regions of China.The results show that the reverse spillover effect of foreign direct investment has obvious positive effect from the perspective of our country，while there are significant regional differences in the eastern，middle and western regions of China.

Key ?Words：B&R;ofdi;the Spillover Effects of Reverse Technology

[責(zé)任編輯 張宇霞]