姜能鵬，賀 培

(1.商務部政策研究室，北京 100731；2.中央財經(jīng)大學國際經(jīng)濟與貿(mào)易學院，北京 100081)

一、問題的提出及相關文獻回顧

黨的十九大報告提出，“創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐”。在此背景下，對外直接投資(OFDI)作為投資母國獲取國外先進技術的有效手段而得到廣泛關注。因此，深入探究OFDI推動技術創(chuàng)新的傳導機理具有重要的現(xiàn)實意義和研究價值。然而，有必要進一步思考的是，OFDI通過何種途徑推動企業(yè)實現(xiàn)技術創(chuàng)新？此外，OFDI對技術創(chuàng)新的促進作用必然需要資本的有效參與，而中國資本要素市場發(fā)展并不完善甚至存在扭曲現(xiàn)象，這是否影響OFDI的技術創(chuàng)新效應？如果答案是肯定的，其作用機制又是怎樣的？對上述問題的細致分析，不僅有助于明確中國企業(yè)通過OFDI推動技術創(chuàng)新的實現(xiàn)路徑，還可從新的視角論證完善資本要素市場體系的重要意義。

通過梳理中國OFDI技術創(chuàng)新效應的相關文獻可知，現(xiàn)有學者主要從四個角度對這一問題展開論述：第一，OFDI技術尋求動機[1]；第二，OFDI提升國內(nèi)企業(yè)技術創(chuàng)新能力的持續(xù)性[2]；第三，OFDI通過提高企業(yè)生產(chǎn)率進而提升相關產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈的地位[3]；第四，投資目的國對OFDI提升技術創(chuàng)新作用的影響[4]。相關研究并未局限于對OFDI技術創(chuàng)新效應結(jié)果的驗證，而是從更深層次闡析OFDI技術創(chuàng)新效應的傳導機理[5][6][7]。

基于學者們對OFDI促進技術創(chuàng)新傳導機理的研究發(fā)現(xiàn)，OFDI無論通過何種途徑促進企業(yè)技術創(chuàng)新均離不開有效的資本運作。但在轉(zhuǎn)型時期，我國不可回避的現(xiàn)實問題是資本要素市場體系存在較明顯的扭曲現(xiàn)象。盛仕斌和徐海(1999)、樊綱等(2011)在研究中國市場化改革政策時指出，資本要素市場化改革滯后于產(chǎn)品市場化改革，造成資本流動障礙、價格剛性及價格差異化等問題[8][9]。張?zhí)烊A和張少華(2016)從企業(yè)所有制的偏向性政策實施的視角，認為現(xiàn)行資本要素分配的進入退出機制及價格歧視機制扭曲資本要素市場[10]。那么，資本要素市場扭曲是否影響技術創(chuàng)新？現(xiàn)有文獻主要從四個方面來探討：其一，資本要素市場扭曲導致市場中存在尋租機會，使企業(yè)通過尋租獲取低成本的資本要素，刺激其密集使用資本要素而減少研發(fā)投入[11]，同時資本要素市場扭曲造成的融資結(jié)構(gòu)扭曲提高了社會平均融資成本，抑制企業(yè)自主創(chuàng)新[12]；其二，資本要素市場扭曲導致企業(yè)為獲取低成本資金而過度依賴政府關系，導致其關注短期利益而忽視技術創(chuàng)新可能提升長期效益[13]；其三，資本要素市場扭曲通過專利引用擠出效應抑制國際技術溢出[14]；其四，資本要素市場扭曲影響通過在位企業(yè)資源配置效率及企業(yè)進入退出行為而抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新[15][16]。

雖然較多學者基于逆向技術溢出效應等視角探討OFDI對國內(nèi)技術創(chuàng)新的推動作用，但仍存在某些不足：第一，已有研究多以理論闡述為主，鮮有實證檢驗；第二，已有研究并未充分考慮OFDI技術創(chuàng)新效應的實現(xiàn)必然需要資本要素的有效配置這一現(xiàn)實問題，從而影響了研究結(jié)論的可靠性。因此，本文在借鑒相關文獻的基礎上，試圖從以下兩方面豐富現(xiàn)有研究：一是基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，深入探析OFDI技術創(chuàng)新效應的傳導機理，并根據(jù)中介效應基本原理展開實證檢驗；二是將資本要素市場扭曲納入OFDI技術創(chuàng)新效應的分析框架，根據(jù)調(diào)節(jié)效應基本原理，系統(tǒng)評估資本要素市場扭曲對中國OFDI技術創(chuàng)新效應的影響程度及作用機制。通過上述兩方面對已有研究的拓展，不僅為中國企業(yè)有效利用OFDI獲取國外先進技術提供合理的實現(xiàn)路徑，更是充分考慮資本要素市場扭曲這一現(xiàn)實問題對OFDI技術創(chuàng)新效應的作用機制，為進一步優(yōu)化資本要素配置給出新的觀察視角和解決思路。

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

為考察中國企業(yè)OFDI對技術創(chuàng)新的影響，本文以企業(yè)發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為因變量、OFDI作為自變量，構(gòu)建如下的基本計量模型：

lnINNOiy=γ0+γ1OFDIiy+γ2lnXiy+vi+vy+εiy

(1)

其中，i、y分別表示企業(yè)和年份，vi和vy分別表示企業(yè)和年份的固定效應，εiy表示誤差項，主解釋變量OFDIiy表示企業(yè)是否進行對外直接投資，被解釋變量INNOiy表示企業(yè)的技術創(chuàng)新。本文以企業(yè)當年發(fā)明專利授權(quán)數(shù)的對數(shù)作為衡量企業(yè)技術創(chuàng)新的指標。

為實證檢驗OFDI技術創(chuàng)新效應的傳導機理，首先需明確OFDI推動技術創(chuàng)新的路徑依賴：第一，企業(yè)OFDI在推動技術創(chuàng)新的前期，往往通過學習國外先進技術促使其逐步從勞動密集型向技術密集型轉(zhuǎn)化，隨著學習的不斷深入和吸收轉(zhuǎn)化能力的增強，企業(yè)的自主創(chuàng)新能力得以提升；第二，企業(yè)實現(xiàn)從學習向吸收轉(zhuǎn)化的演變需資金投入、研究人才和制度保障等全方位支持，而只有不斷優(yōu)化和提升管理效率，企業(yè)對先進技術的吸收轉(zhuǎn)化過程才能順利進行；第三，企業(yè)OFDI有助于其獲得國外優(yōu)質(zhì)的技術經(jīng)驗，改進自身生產(chǎn)流程并實現(xiàn)技術進步。因此，本文選取企業(yè)要素密集度、企業(yè)管理效率和企業(yè)生產(chǎn)效率作為驗證OFDI技術創(chuàng)新效應傳導機理的中介變量。

本文借鑒Hayes(2009)和張權(quán)(2018)采用的檢驗中介效應的方法[17][18]，在基本計量模型的基礎上構(gòu)建如下的三組遞歸計量模型：

INTENiy=a0+a1OFDIiy+vi+vy+εiy

(2)

lnINNOiy=b0+b1OFDIiy+b2INTENiy+b3lnXiy+vi+vy+εiy

(3)

lnMANAiy=c0+c1OFDIiy+vi+vy+εiy

(4)

lnINNOiy=?0+?1OFDIiy+?2lnMANAiy+?3lnXiy+vi+vy+εiy

(5)

lnEFFiy=0+1OFDIiy+vi+vy+εiy

(6)

lnINNOiy=ρ0+ρ1OFDIiy+ρ2lnEFFiy+ρ3lnXiy+vi+vy+εiy

(7)

為進一步闡析中國資本要素市場扭曲對OFDI技術創(chuàng)新效應影響的作用機制，基于調(diào)節(jié)效應模型的基本原理，本文將資本要素市場扭曲變量納入OFDI技術創(chuàng)新效應傳導機理的研究框架，并構(gòu)造如下的計量模型：

lnINNOiy=m0+m1OFDIiy+m2INTENiy+m3DISTKiy*INTENiy+m4lnXiy+m5DISTKiy+

vi+vy+εiy

(8)

lnINNOiy=n0+n1OFDIiy+n2lnMANAiy+n3DISTKiy*lnMANAiy+n4lnXiy+n5DISTKiy+

vi+vy+εiy

(9)

lnINNOiy=p0+p1OFDIiy+p2lnEFFiy+p3DISTKiy*lnEFFiy+p4lnXiy+p4DISTKiy+

vi+vy+εiy

(10)

(二)變量設定及測度

1.相關變量設定

在公式(1)中，根據(jù)Hirshleifer等(2012)和張杰等(2012)對技術創(chuàng)新影響因素的研究[19][20]，本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模(ln_size)、企業(yè)年齡(age)、企業(yè)利潤率(profit)、融資約束(cons)和資產(chǎn)負債率(lr)。

在公式(2)～(7)中，INTENiy表示企業(yè)要素密集度，設定勞動密集型、資本密集型和技術密集型的取值分別為1、2和3；lnMANAiy表示企業(yè)管理效率，選取人均管理成本作為代理變量；lnEFFiy表示企業(yè)生產(chǎn)效率。其余變量的含義與公式(1)相同。

2.資本要素市場扭曲的測度

由于本文是從企業(yè)層面對相關問題進行實證檢驗，因而借鑒蓋慶恩等(2015)采用的可有效測度企業(yè)層面資本要素市場扭曲程度的方法[16]。生產(chǎn)部門使用唯一的中間品生產(chǎn)最終產(chǎn)品Y，最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門的生產(chǎn)函數(shù)為C-D函數(shù)，即

(11)

其中，i表示中間品生產(chǎn)部門，假設該部門中有兩個中間品生產(chǎn)商生產(chǎn)同質(zhì)的中間品yi；q、k和l分別表示中間品生產(chǎn)商生產(chǎn)中間品時投入的技術、資本和勞動力；α表示資本-產(chǎn)出彈性，β表示勞動-產(chǎn)出彈性。企業(yè)在要素市場中通過多種融資渠道獲取生產(chǎn)所需資本，但由于政策性偏向和戶籍制度等條件限制，資本和勞動力要素市場存在一定程度的扭曲[11][16][21]。假設潛在進入企業(yè)的資本和勞動力價格分別為r和w，技術水平為qi,P；τk,i和τl,i分別衡量在位企業(yè)面臨的資本和勞動力要素市場的扭曲程度，技術水平設定為qi,E。假設潛在進入企業(yè)與在位企業(yè)的技術水平存在差異，二者的技術水平關系為：

qi,E=δiqi,P

(12)

中間品的需求函數(shù)取決于最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門的成本最小化，由公式(11)可得中間品的需求函數(shù)為：

(13)

其中，pi表示最終產(chǎn)品的價格(即所有最終產(chǎn)品的最低價格)。在此條件下，在位企業(yè)為實現(xiàn)利潤最大化而選擇的均衡價格必然等于潛在進入企業(yè)的邊際成本MC(qi,P)，結(jié)合公式(11)可得：

(14)

本文將企業(yè)產(chǎn)品價格與邊際成本的比值作為衡量企業(yè)壟斷勢力的指標并記為μ(i,τ)，則在位企業(yè)在均衡條件下的壟斷勢力為：

(15)

由公式(15)可知，企業(yè)的壟斷勢力來源于企業(yè)間技術水平的差異(δi)和要素市場的扭曲程度，即(1+τk,i)和(1+τl,i)。將μ(i,τ)對(1+τk,i)求導，可得：

(16)

由公式(13)和(14)可得企業(yè)對資本和勞動的需求函數(shù)，將其代入公式(11)可得中間品在位企業(yè)的產(chǎn)出為：

(17)

由公式(17)可得資本的邊際收益為：

(18)

由公式(18)可知，資本邊際產(chǎn)出由要素市場價格r、資本要素市場扭曲程度(1+τk,i)和企業(yè)壟斷勢力μ(i,τ)共同決定。將公式(18)變形，可得資本要素市場的扭曲程度為：

(19)

其中，μ(i,τ)表示企業(yè)的壟斷勢力。借鑒DeLocker和Warzynski(2012)對壟斷勢力指標改進后的算法[22]，本文采用要素投入的產(chǎn)出彈性與該要素成本占增加值比重的比值作為衡量企業(yè)壟斷勢力的指標。由公式(19)可知，只要確定利率r，即可得到資本要素市場的扭曲程度。Hsieh和Klenow(2009)在計算中國資本要素市場扭曲程度時將利率水平直接設定為10%[21]，但其偏高于中國實際的利率水平。為有效解決這一問題，本文對1998～2009年歷年6個月至1年的基準貸款利率按時間進行加權(quán)計算，最終得到中國歷年的利率水平。

(三)數(shù)據(jù)來源及處理

本文采用的企業(yè)特征及財務指標方面的數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》。借鑒已有文獻的研究方法[23][24]，本文對原始數(shù)據(jù)進行處理。以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為衡量企業(yè)技術創(chuàng)新的代理變量，發(fā)明專利的數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局安全出版社發(fā)行的《中國專利數(shù)據(jù)庫文摘1985～2012(光盤版)》。企業(yè)層面OFDI的相關數(shù)據(jù)來源于商務部的《境外投資企業(yè)(機構(gòu))名錄》。根據(jù)研究需要，本文將上述三個數(shù)據(jù)庫進行合并[25]，選取以上三個數(shù)據(jù)庫的時間段均為1998～2009年。

三、實證檢驗結(jié)果及分析

(一)中國OFDI技術創(chuàng)新效應的傳導機理

本文首先采用簡單最小二乘法檢驗中國企業(yè)OFDI對技術創(chuàng)新的影響。在此檢驗的基礎上，基于中介效應基本原理進一步闡析OFDI提升國內(nèi)技術創(chuàng)新能力的傳導機理。

表1的第(2)～(3)列報告OFDI推動企業(yè)由勞動密集型向技術密集型轉(zhuǎn)變進而促進技術創(chuàng)新的實證檢驗結(jié)果。第(2)列的被解釋變量為企業(yè)要素密集度，該變量的系數(shù)越大，表明企業(yè)越趨近于技術密集型。同時，OFDI的系數(shù)為0.150且在1%的水平上顯著，說明OFDI顯著推動企業(yè)由勞動密集型向技術密集型轉(zhuǎn)變。在第(3)列中，OFDI和企業(yè)要素密集度的系數(shù)分別為2.737和0.075，且都在1%的水平上顯著，根據(jù)中介效應的基本原理，說明OFDI可通過推動企業(yè)由勞動密集型向技術密集型轉(zhuǎn)變的傳導機理提升其技術創(chuàng)新能力。表1的第(4)～(5)列報告企業(yè)通過OFDI學習國外先進經(jīng)驗、改進管理效率，進而提升技術創(chuàng)新能力的實證檢驗結(jié)果。第(4)列的被解釋變量為人均管理成本，該變量的系數(shù)越小，意味著企業(yè)管理效率越高、管理機制越科學。同時，OFDI的系數(shù)為-0.268且在1%的水平上顯著，說明OFDI顯著降低企業(yè)人均管理成本，提高管理效率。在第(5)列中，OFDI和人均管理成本的系數(shù)分別為2.723和-0.029，且都在1%的水平上顯著，表明企業(yè)可通過OFDI學習國外先進經(jīng)驗提高自身管理效率，保障技術創(chuàng)新活動有序開展。表1的第(6)～(7)列報告企業(yè)通過OFDI提高生產(chǎn)效率促進自主創(chuàng)新的實證檢驗結(jié)果。第(6)列的被解釋變量為生產(chǎn)效率(以人均總產(chǎn)出衡量)，該變量的系數(shù)越大，表明企業(yè)生產(chǎn)效率越高。同時，OFDI的系數(shù)為0.201且在1%的水平上顯著，說明OFDI顯著提升企業(yè)生產(chǎn)效率。在第(7)列中，OFDI和人均總產(chǎn)出的系數(shù)分別為2.733和0.025，且都在1%的水平上顯著，表明OFDI可提高企業(yè)生產(chǎn)效率并帶動其創(chuàng)新發(fā)展。

注：括號內(nèi)為t值；*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。下表同此。

由上述OFDI技術創(chuàng)新效應傳導機理的實證檢驗可知，OFDI確實可增強企業(yè)技術創(chuàng)新能力。第一，由于技術創(chuàng)新成果在區(qū)域內(nèi)具有溢出效應，企業(yè)通過OFDI進入東道國技術創(chuàng)新集聚的地區(qū)和領域，可快速有效地掌握相關科研成果，經(jīng)消化、吸收后轉(zhuǎn)移至母國，促使企業(yè)由勞動密集型向技術密集型轉(zhuǎn)變，從而增強創(chuàng)新動能。這一結(jié)論與楊連星和劉曉光(2016)對OFDI存在技術外溢效應的判斷一致[7]。第二，企業(yè)通過OFDI學習國外先進管理經(jīng)驗，促使其改進管理機制、優(yōu)化管理流程、提高管理效率，而管理更加科學的企業(yè)顯然更具開展自主創(chuàng)新的制度保障。該結(jié)果從實證角度驗證肖仁橋等(2015)關于企業(yè)管理效率提升對其創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響的論斷[26]。第三，企業(yè)通過OFDI可借鑒并獲取東道國優(yōu)質(zhì)技術人員的先進經(jīng)驗，促使其改進生產(chǎn)流程、提高生產(chǎn)效率，助力其實現(xiàn)技術創(chuàng)新能力的躍升。該結(jié)果驗證毛其淋和許家云(2014)對OFDI推動技術創(chuàng)新傳導機理的解釋[2]。

考慮到企業(yè)OFDI推動技術創(chuàng)新可能存在“滯后效應”，本文通過將當期與滯后一期的主變量系數(shù)進行比較后發(fā)現(xiàn)，滯后一期的OFDI技術創(chuàng)新效應明顯增強，且本文闡析的三個傳導機理仍成立，表明OFDI提升企業(yè)技術創(chuàng)新的作用在滯后一期依然存在且更加顯著(1)限于篇幅，滯后效應檢驗的實證結(jié)果未列出，作者備索。。

(二)資本要素市場扭曲影響中國OFDI技術創(chuàng)新效應的作用機制

OFDI無論通過何種途徑推動企業(yè)的技術進步都需要資本要素的有效配置。因此，進一步探究資本要素市場扭曲如何影響中國OFDI的技術創(chuàng)新效應將是一個無法回避的問題。

表2報告資本要素市場扭曲影響OFDI技術創(chuàng)新效應的實證結(jié)果。表2的第(1)列OFDI*distk的系數(shù)為-0.0833且在5%的水平上顯著，說明資本要素市場扭曲顯著抑制OFDI對技術創(chuàng)新的促進作用。第(2)列INTERN_distk的系數(shù)為-0.002且在5%的水平上顯著，表明資本要素市場扭曲對企業(yè)通過OFDI吸收利用東道國科研資源進而提升其技術密集度具有負向影響。其原因在于企業(yè)從勞動密集型向技術密集型的轉(zhuǎn)變需投入大量資本，而資本要素市場扭曲則使企業(yè)難以獲取低成本資金，因而妨礙其充分消化吸收國外先進技術。張杰等(2012)在分析企業(yè)R&D投入的融資渠道時，同樣考慮了融資約束抑制企業(yè)創(chuàng)新的問題[20]，印證本文的研究結(jié)論具有一定的普適性。第(3)列l(wèi)nMANA_distk的系數(shù)為-0.001且在5%的水平上顯著，表明資本要素市場扭曲對企業(yè)借助OFDI學習國外管理經(jīng)驗、改進自身管理模式，進而推動創(chuàng)新發(fā)展具有顯著的阻礙作用。這是由于資本要素市場扭曲導致市場中存在尋租機會[11]，而尋租行為則增加企業(yè)管理成本、降低管理效率[27]，最終對其通過OFDI獲取國外經(jīng)驗、提高自身管理效率形成抑制效應。第(4)列l(wèi)nEFF_distk的系數(shù)為0.001，雖不顯著，但仍可說明即便在資本要素市場扭曲的情況下，OFDI依然對企業(yè)獲得國外優(yōu)質(zhì)技術經(jīng)驗、改進自身生產(chǎn)流程并提升自主創(chuàng)新能力具有正向作用。這主要是由于資本要素市場扭曲使綜合實力強大的企業(yè)更易獲得融資支持而擴大生產(chǎn)，基于規(guī)模經(jīng)濟原理，此類企業(yè)的經(jīng)濟效益隨著生產(chǎn)的擴大而不斷提高，投入更多資本于研發(fā)創(chuàng)新活動，最終推動企業(yè)的技術進步。這一結(jié)論符合張?zhí)烊A和張少華(2016)關于政策性偏向引致資本要素市場扭曲進而阻礙企業(yè)技術創(chuàng)新效率的研究論斷[10]，并從側(cè)面驗證規(guī)模經(jīng)濟理論在現(xiàn)實經(jīng)濟活動中的適用性。為表明上述實證分析的可靠性，本文選擇固定效應模型對其進行檢驗，實證結(jié)果(表2的第(5)～(7)列)支持上述的研究結(jié)論。

表2 資本要素市場扭曲影響中國OFDI技術創(chuàng)新效應的作用機制

通過上述分析可發(fā)現(xiàn)，資本要素市場扭曲對OFDI技術創(chuàng)新效應的影響存在兩種情形：一方面，資本要素市場扭曲顯著不利于企業(yè)通過OFDI學習國外先進技術和管理經(jīng)驗進而內(nèi)化為創(chuàng)新動能，抑制OFDI技術創(chuàng)新效應；另一方面，資本要素市場扭曲導致資本更多地配置于實力更強大的企業(yè)，助力其實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟、加大原創(chuàng)性研發(fā)投入，對OFDI促進技術創(chuàng)新具有一定的正向作用。然而，雖然資本要素市場扭曲對OFDI技術創(chuàng)新效應具有雙向影響，但從表2的第(1)列的交互項OFDI*distk的系數(shù)顯著為負來看，資本要素市場扭曲在總體上顯著抑制OFDI技術創(chuàng)新效應。

四、穩(wěn)健性檢驗

雖然本文采用的是面板數(shù)據(jù)，并借助固定效應模型在一定程度上克服隨個體和時間變化的遺漏變量問題，但為得到更為穩(wěn)健的研究結(jié)論，本文仍采用工具變量法對上述問題進行有效規(guī)避。具體而言，本文使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計并設定內(nèi)生變量和工具變量。在工具變量的選擇上，參考施炳展和冼國明(2012)、白俊紅和卞元超(2016)采用的方法，分別以各內(nèi)生變量的一階滯后項作為其工具變量[28][29]。這一選擇的合理性在于：既保證內(nèi)生解釋變量與其滯后項顯著相關，又滿足滯后項“前定”而與當期擾動項不相關。

表3 兩階段最小二乘法的實證結(jié)果(Ⅰ)

注：Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量的原假設為“存在弱工具變量”，若拒絕原假設，則說明不存在弱工具變量問題。表4同此。

表4 兩階段最小二乘法的實證結(jié)果(Ⅱ)

表3為采用兩階段最小二乘法和工具變量法對中國OFDI技術創(chuàng)新效應的傳導機理進行穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果，表4為采用兩階段最小二乘法和工具變量法對資本要素市場扭曲影響中國OFDI技術創(chuàng)新效應的作用機制進行穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果，兩個實證結(jié)果的可靠性主要取決于工具變量的有效性。由表3、4所示，檢驗弱工具變量的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量均大于10%水平下的偏誤值16.38，且大于Staiger和Stock(1997)提出的臨界值10，可拒絕原假設“存在弱工具變量”[30]。同時，由于本文選取的工具變量個數(shù)與內(nèi)生變量個數(shù)相等，故不存在過度識別問題。

五、結(jié)論與建議

本文從微觀層面對OFDI技術創(chuàng)新效應的傳導機理及資本要素市場扭曲影響OFDI技術創(chuàng)新效應的作用機制進行理論闡析和實證檢驗，得出如下的研究結(jié)論。第一，OFDI確實有助于企業(yè)提升技術創(chuàng)新能力。由于研發(fā)具有溢出效應，企業(yè)通過OFDI進入東道國技術創(chuàng)新集聚的地區(qū)和領域，可快速掌握所需的科研成果，經(jīng)消化、吸收而轉(zhuǎn)移至母國，促使企業(yè)向技術密集型轉(zhuǎn)變，最終實現(xiàn)技術進步。企業(yè)通過OFDI可學習和借鑒國外管理經(jīng)驗，以改進自身管理機制、提高管理效率，而管理更加科學的企業(yè)顯然在技術創(chuàng)新方面更具有優(yōu)勢。企業(yè)通過OFDI借鑒國外優(yōu)質(zhì)技術人員的專業(yè)技能，有利于改進生產(chǎn)流程、提高產(chǎn)品的科技含量。第二，資本要素市場扭曲影響OFDI的技術創(chuàng)新效應，但作用機制和影響結(jié)果不同。一方面，資本要素市場扭曲顯著抑制企業(yè)借助OFDI學習國外先進技術和管理經(jīng)驗，進而提升技術創(chuàng)新能力的傳導作用；另一方面，資本要素市場扭曲雖然導致資本更多地配置于實力更強大的企業(yè)，但可促進其實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟和技術進步。

基于上述的研究結(jié)論，本文提出以下的幾點建議。第一，繼續(xù)穩(wěn)步推進“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵企業(yè)通過融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡、利用全球經(jīng)濟技術資源來提升自主創(chuàng)新能力。OFDI企業(yè)應重視并多舉措加速實現(xiàn)從勞動密集型向技術密集型的轉(zhuǎn)變，在學習、吸收和轉(zhuǎn)化外國先進技術的同時，不斷積累融合國外先進的管理理念和管理模式，以穩(wěn)步提升其生產(chǎn)效率，為其發(fā)揮OFDI技術創(chuàng)新效應提供多維度的保障。第二，繼續(xù)推進資本要素市場化改革，健全制度規(guī)范，構(gòu)建合理的價格體系。加快資本要素市場一體化建設，取消阻礙資本跨地區(qū)、跨部門和跨行業(yè)自由流動的制度性壁壘及偏向性政策，從根本上保障企業(yè)開展技術創(chuàng)新(尤其是原創(chuàng)性研發(fā))的資金支持。