姜亞鵬　付雨果　姜玉梅

摘要：出于均衡利用對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)之目的，文章分析了中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出區(qū)域差異及影響該效應(yīng)發(fā)揮的各類門檻因素。拓展的C-H動態(tài)面板模型GMM檢驗顯示：中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，但存在區(qū)域差異。通過拓展的Borensztein門檻模型檢驗顯示不同省份所受到約束門檻不同。東部省份主要受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、研發(fā)投入、市場結(jié)構(gòu)及金融發(fā)展等門檻因素約束；中、西部省份除了受到前述約束外，還受到開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施及教育投入等門檻限制。文章指出，除了進一步支持吸收能力較強省份對研發(fā)資本存量較高的發(fā)達國家進行技術(shù)尋求型投資外，還應(yīng)當(dāng)進一步深化中、西部對外開放，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本積累，以便早日越過“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；逆向技術(shù)溢出；區(qū)域差異； 門檻效應(yīng)；溢出效應(yīng)

中圖分類號：F74617 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1671-1254（2014）04-0042-10

技術(shù)進步是內(nèi)生經(jīng)濟增長的重要源泉，創(chuàng)新能力已成為企業(yè)競爭力的核心部分。《中國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展十二五規(guī)劃綱要》指出：創(chuàng)新包括“原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新、引進消化和吸收再創(chuàng)新。

開放條件下企業(yè)技術(shù)進步不僅依賴于國內(nèi)R&D資本，而且有賴于國外R&D資本[1]。全球研發(fā)資本的利用除了技術(shù)貿(mào)易，還包括人員流動帶來的非物化技術(shù)溢出及貨物貿(mào)易和資本流動帶來的物化技術(shù)溢出（Keller， 2004）。進入21世紀(jì)，全球范圍的技術(shù)變革促使資產(chǎn)尋求型對外直接投資（OFDI）重要性凸顯，貿(mào)易與投資便利化為跨境資本流動提供了機遇，活躍的金融市場為跨國投資提供了便利[2]，蔓延至今的2007年全球金融危機所帶來的市場整合則為企業(yè)提供了全球技術(shù)尋求的實現(xiàn)路徑。

引進外資與對外直接投資對于中國技術(shù)進步都很重要，但后者可能更容易獲得核心技術(shù)。目前，研究多關(guān)注了國際貿(mào)易和引進外資的技術(shù)溢出（賴明勇等，2002；包群等，2003；李子奈等，2004；方齊云等，2005；張二震等，2006；李小平等，2007），而對外直接投資逆向技術(shù)溢出則被關(guān)注的較少，其現(xiàn)實基礎(chǔ)在于中國數(shù)十年對外開放的政策重心——引進外資與出口替代。源于Hirschman（1952）三缺口模型的發(fā)展中國家“以市場換技術(shù)”政策在多大程度上能夠獲得發(fā)達國家的核心技術(shù)尚有待確認(rèn)，這也是最近引進外資領(lǐng)域中關(guān)于數(shù)量與質(zhì)量爭論的核心。目前，爭論可以確定的是即使引進外資能夠吸收FDI技術(shù)溢出，也可能并非其核心技術(shù)。Kojima（1978）在其雁陣?yán)碚撝幸延嘘U述：發(fā)達國家轉(zhuǎn)移給發(fā)展中國家的多為已經(jīng)或即將處于比較劣勢的夕陽產(chǎn)業(yè)，加之外來企業(yè)對技術(shù)在東道國本地化的謹(jǐn)慎態(tài)度，因而很難說引進外資技術(shù)含金量會很高。

采用“拿來主義”，主動出擊到國際市場獲取先進技術(shù)，可能在一定程度上替代“以市場換技術(shù)”的引資行為。中國推出“走出去”戰(zhàn)略的預(yù)期之一就是希望借助對外直接投資促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與技術(shù)提升[3]。事實上，中國正處于從“吸引外資為主對外投資為輔”向“國際雙向投資”過渡階段，中國目前已不再是Chenery等（1966）雙缺口模型中所描述發(fā)展中國家既缺儲蓄又缺外匯的狀況。2012年末，中國城鄉(xiāng)居民儲蓄達40萬億人民幣，外匯儲備達32萬億美元，在儲蓄與外匯缺口不甚急迫的情況下，“走出去”作為可能的技術(shù)獲取途徑理應(yīng)被我們所重視。

一、文獻綜述

既有研究集中在對外直接投資逆向技術(shù)溢出的存在性研究與溢出效應(yīng)影響因素的探尋方面。

（一）關(guān)于對外直接投資逆向技術(shù)溢出的存在性研究

1現(xiàn)有相關(guān)研究集中在綜合利用全球研發(fā)資源方面。早在1960年，Mac Dougall就提出了引進外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，而直到20世紀(jì)80年代末才有文獻提及對外直接投資逆向技術(shù)溢出（Alexander，1986；Harris等，1991）。這些研究強調(diào)對于知識豐富國家的直接投資可以通過技術(shù)擴散效應(yīng)、演示模仿效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)及人員培訓(xùn)效應(yīng)幫助母國獲得技術(shù)溢出。近來國內(nèi)研究結(jié)論亦一致認(rèn)為，基于技術(shù)累積考慮的發(fā)展中國家企業(yè)對發(fā)達國家投資是一種學(xué)習(xí)型OFDI（冼國明，1998），是利用國外研發(fā)資本的有效形式（江小娟，2000；茹玉驄，2004），可以利用對外直接投資的單向與雙向擴散效應(yīng)實現(xiàn)國際間技術(shù)擴散（張巖貴等，2003；劉偉全，2011），但也存在不一致的觀點。首創(chuàng)“知識資本”概念的Carr（1998）就提出活動相對獨立海外子公司可能對母公司產(chǎn)生替代，進而影響國內(nèi)技術(shù)密集度。Braconier等（2002）與Head等（2002）亦提出對高收入國家的投資會導(dǎo)致母國技術(shù)水平下降。

不一致的結(jié)論引發(fā)了經(jīng)驗分析的熱情。在Feder（1983）關(guān)于貿(mào)易技術(shù)溢出檢驗的啟發(fā)下，Kogut等（1991）較早檢驗了對外直接投資技術(shù)溢出的存在性，其對1976至1987年間日本企業(yè)對美國投資的觀察顯示：早期日本海外投資集聚于技術(shù)創(chuàng)新活躍地，尤其當(dāng)日本企業(yè)母公司技術(shù)水平低于美國企業(yè)時，更是強調(diào)采取并購形式投資，意圖獲得技術(shù)溢出。其后Neven等（1993）、Serapio等（1999）、Head等（1999）、Branstetter（2000）及Driffield等（2009）亦發(fā)現(xiàn)跨國企業(yè)在研發(fā)密集行業(yè)的集聚。然而，不一致實證結(jié)論依然存在。Vahter等（2005）對愛沙尼亞企業(yè)的觀察、Bitzer等（2009）對17個OECD國家的分析及Lee（2006）對16個OECD國家的研究都強調(diào)：沒有證據(jù)支持OFDI對母國生產(chǎn)效率產(chǎn)生幫助。

[JP2]值得注意的是，盡管Kogut等（1991）在國際技術(shù)溢出方面做出了開創(chuàng)性貢獻，但其模型未考慮對外直接投資逆向技術(shù)溢出的物理基礎(chǔ)——國外研發(fā)資本的影響。最先引入國際R&D研發(fā)資源因素的是Coe和Helpman（1995）（以下記為C-H模型），其關(guān)于德國等22個國家1971至1990年間數(shù)據(jù)的觀察發(fā)現(xiàn)，對R&D密集國家的投資以0072的彈性顯著提高了母國生產(chǎn)率。其后學(xué)者運用C-H模型亦得到類似結(jié)論。

以上檢驗結(jié)論雖然存在差異，但基本上都強調(diào)針對發(fā)達國家的OFDI可能對母國產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出，并勾畫出“技術(shù)尋求型對外直接投資——子公司企業(yè)技術(shù)提升——母公司技術(shù)進步——母國技術(shù)進步”的可能路徑。

2國內(nèi)研究。實證方面，國內(nèi)研究多關(guān)注了OFDI對全要素生產(chǎn)率（TFP）的影響，強調(diào)資本輸出通過減少研發(fā)成本、母子公司互動及技術(shù)轉(zhuǎn)移等途徑幫助提升母國TFP（趙偉等，2006；鄒玉娟等，2008；鄒明，2008；謝申祥，2009；闞大學(xué)，2010）。但亦有人提出兩者不存在顯著關(guān)系（王英等，2008；白潔，2009）。

無論結(jié)論是否一致，對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)都為發(fā)展中國家對外直接投資動因提供了一個新解釋。為突破技術(shù)約束，企業(yè)在獲取技術(shù)溢出預(yù)期下，愿意通過資本輸出接近國外R&D資源密集區(qū)，利用當(dāng)?shù)匮邪l(fā)資源提升企業(yè)技術(shù)。

[HTK]（二）影響對外直接投資逆向技術(shù)溢出的因素：吸收能力與門檻效應(yīng)

目前，文獻多關(guān)注了貿(mào)易和引進外資技術(shù)溢出的影響因素，而關(guān)于對外直接投資逆向技術(shù)溢出影響因素的研究尚屬較少。僅現(xiàn)的規(guī)范研究多強調(diào)對外直接投資是受到東道國和母國諸多因素影響的引致溢出，東道國經(jīng)濟達到一定水平后才能有效吸收外來技術(shù)（Xu，2000；Coe等，2008），Borenztein（1998）稱之為“門檻效應(yīng)”。這一吸收能力是長期積累形成的（Cohen等，1990），該能力受研發(fā)層次與人力資本累積的影響。Borensztein（1998）強調(diào)，人力資本決定了吸收能力的絕對值，它不僅作為投入要素進入方程，還促進企業(yè)對外來新技術(shù)的吸收、學(xué)習(xí)與模仿。Lane等（1998）在Borensztein（1998）模型中引入了技術(shù)差距后發(fā)現(xiàn)，面對不同技術(shù)差距的外來技術(shù)，接收方技術(shù)吸收效果不同。

實證研究集中在門檻效應(yīng)種類上。Potterie和Lichtenberg（2001）Guellec等（2001）及Keller（2001）等對工業(yè)化國家樣本觀察發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)與母國國內(nèi)研發(fā)投入呈正相關(guān)。汪斌（2007）對1991至2006年中國省際數(shù)據(jù)的GMM檢驗顯示，OFDI與專利申請量顯著正相關(guān)。劉明霞等（2009）的研究亦發(fā)現(xiàn)吸收能力差異是帶來中國OFDI對國內(nèi)TFP影響區(qū)域差異的重要因素[4]。闞大學(xué)（2010）基于廣義矩估計的研究發(fā)現(xiàn)人力資本是決定中國東部吸收OFDI逆向技術(shù)溢出的關(guān)鍵，開放程度和金融發(fā)展水平則是決定中西部吸收能力的關(guān)鍵。同期的李梅（2010）、歐陽艷艷（2010）亦得出類似結(jié)論。但Herzer（2010）對1980至2005年33個發(fā)展中國家的觀察卻發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術(shù)溢出與母國人力資本、金融發(fā)展和貿(mào)易開放度無顯著關(guān)聯(lián)，甚至與母國勞動力市場監(jiān)管負(fù)相關(guān)[5]。周春應(yīng)（2009）發(fā)現(xiàn)R&D經(jīng)費投入、金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展水平等未起到促進作用[6]。

雖然結(jié)論不一致，但可以肯定的是，對外直接投資與引進外資一樣，其技術(shù)溢出效應(yīng)存在門檻效應(yīng)，只是需要進一步拓展對于不同門檻因素的認(rèn)識。

（三）研究現(xiàn)狀評價

目前研究已超越傳統(tǒng)增長理論對理論模型的關(guān)注，而集中于經(jīng)驗分析。大量研究運用不同方法，從不同視角對宏觀、中觀與微觀現(xiàn)實進行了檢驗，試圖證偽、驗證或創(chuàng)新傳統(tǒng)增長理論，然而尚未有研究能突破傳統(tǒng)理論的預(yù)見。值得贊許的是，這些日趨細(xì)致、嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臋z驗使我們關(guān)于OFDI逆向技術(shù)溢出的認(rèn)識更加全面與深刻。

[JP2]既有研究亦存在以下拓展可能：一是缺乏細(xì)分研究，多是對中國OFDI的整體觀察，僅見的細(xì)分研究也是依照東、中、西部進行，鮮見信息量更大的省際分析；二是OFDI逆向技術(shù)溢出門檻種類尚不全面，多集中于R&D投入、技術(shù)差距與人力資本等方面；三是結(jié)論時效性不足，較少考慮2007全球金融危機對全球資本流動的影響，而這一影響可能很重要；四是既有研究多從OFDI對TFP影響出發(fā)，而對知識成果直接產(chǎn)出影響分析較少，僅見于劉偉全（2011）的研究，但該研究統(tǒng)計上不顯著的缺憾使得結(jié)論值得商榷。

本文從實證出發(fā)，針對知識成果產(chǎn)出，運用信息量更大的省際面板數(shù)據(jù)，在考慮經(jīng)濟危機影響的時間維度上，檢驗OFDI逆向技術(shù)溢出的存在性與省際差異，進而深入討論造成區(qū)域差異的各類門檻因素。

二、中國企業(yè)對外直接投資溢出效應(yīng)存在性檢驗與省際差異分析[BT）]

（一）模型、方法與數(shù)據(jù)

1模型構(gòu)建。通過借鑒Coea和Helpman（1995）的國際研發(fā)資本技術(shù)溢出模型構(gòu)建檢驗?zāi)Ｐ停ㄒ韵路QC-H模型）[7]。C-H模型是在Grossman和Helpman（1991）創(chuàng)新驅(qū)動型增長模型拓展而來。C-H模型詳見式（1）：

所有數(shù)據(jù)均以人民幣計，并在以居民消費價格指數(shù)及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)去除各變量通脹因素后取對數(shù)，以減小出現(xiàn)異方差可能并便于獲取彈性系數(shù)。由于篇幅所限，變量描述性統(tǒng)計結(jié)果未予匯報，但備索。

[HTK]（二）中國企業(yè)對外直接投資溢出效應(yīng)存在性檢驗與省際差異分析

1對外直接投資逆向技術(shù)溢出存在性檢驗。通過逐步回歸擇優(yōu)得出檢驗結(jié)果見表1。廣義矩估計的有效性依賴于工具變量的有效性?？梢钥吹?，SARGN檢驗P值較大，說明GMM檢驗中的工具變量不存在過度識別問題，AR（2）的P值表明差分后殘差無二階序列相關(guān)，因而工具變量有效。系數(shù)聯(lián)合顯著性WALD檢驗在1%的顯著水平下拒絕了解釋變量系數(shù)為0的原假設(shè)，表明模型總體線性關(guān)系顯著；同時，模型（1）到（3）的R2始終保持在097以上，各解釋變量顯著有助于解釋被解釋變量，因而方程估計結(jié)果值得信賴。

由表2的檢驗結(jié)果顯示：檢驗過程從模型（1）到模型（3）。我們首先運用PAT對DRD進行回歸，接著加入ORD考察國外研發(fā)資本對于資本輸出國技術(shù)進步影響，最后基于控制吸收能力的考慮加入了代表吸收能力的變量CROSS。模型1的結(jié)論與經(jīng)典理論結(jié)論一致，國內(nèi)DRD對PAT起正向作用。模型2顯示國外研發(fā)資本以0082537的彈性對國內(nèi)技術(shù)進步產(chǎn)生顯著積極影響。值得注意的是，通過對外直接投資引入國外研發(fā)資本作用后，國內(nèi)研發(fā)資本對于技術(shù)進步的影響彈性從0890442增長到了0943193，且調(diào)整后可決系數(shù)有了顯著提高，說明國外研發(fā)資本的考慮對國內(nèi)研發(fā)資本的科技貢獻率增長產(chǎn)生顯著幫助。所有3個模型中ORD彈性系數(shù)均為正，這直接顯示了對外直接投資逆向技術(shù)溢出的存在。值得注意的是，伴隨國內(nèi)吸收能力變量的引入，ORD彈性系數(shù)有所減小，這強調(diào)了吸收能力在技術(shù)進步中的作用，提醒我們進一步考察吸收能力的作用。

（二）對外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異分析

考慮到中國對外直接投資規(guī)模東多西少的結(jié)構(gòu)特征，我們猜測不同省份OFDI逆向技術(shù)溢出可能也存在差異。由截面固定效應(yīng)得到各截面固定效應(yīng)，見表2。

檢驗結(jié)果顯示：中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異顯著。北京等19個省份出現(xiàn)顯著對外直接投資逆向技術(shù)外溢，占所有檢驗樣本的6552%。其中，83%的東部省份

中國東、中、西部地區(qū)劃分如下：1986年全國人大六屆四次會議出臺的“七五”計劃將中國劃分為東、中、西部3地區(qū)。其中，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南及廣西12個?。ㄊ校?；中部包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北及湖南等10個?。ㄊ?、區(qū)）；西部包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏及新疆等9個?。ㄊ小^(qū)）。其后，由于重慶1997年設(shè)立直轄市，西部省份增加到10個，而2000年國家西部大開發(fā)優(yōu)惠政策出臺時，由于內(nèi)蒙古人均GDP相當(dāng)于西部平均水平，且與其他中部地區(qū)有一定差距，因而劃歸西部地區(qū)。

溢出效應(yīng)為正，北京、江蘇、浙江、廣東、海南溢出顯著，均在05以上，浙江甚至達到了1410902；44%的中部省份彈性系數(shù)為正，但整體系數(shù)不高，除河南達到03外其余均較低；56%的西部省份溢出為正，其中新疆達到了0521062，其余均較低。

數(shù)據(jù)顯示：東部省份對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)最顯著，考慮到東部省份多為發(fā)達地區(qū)，這顯然印證了文獻回顧中關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定OFDI逆向技術(shù)溢出的觀點。有趣的是從正向溢出省份比重看，中部地區(qū)卻排在西部后面。雖然沒有東部經(jīng)濟特區(qū)的優(yōu)惠政策，但作為歷史上的肥沃之地，中部地區(qū)溢出效應(yīng)排在西部地區(qū)后面卻讓我們好奇，是什么因素限制了其對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮呢？其原因可能就是門檻效應(yīng)的存在。越過門檻的省份能較好吸收對外直接投資的溢出技術(shù)，未越過門檻的省份，由于吸收能力較弱而難以吸收逆向技術(shù)溢出，因而有必要進一步進行門檻效應(yīng)檢驗。

三、中國企業(yè)對外直接投資逆向技術(shù)外溢門檻特征分析

依據(jù)增長理論演變歷程，本文選擇檢驗以下幾項可能的門檻因素：其一，本地技術(shù)水平以各省份研發(fā)支出占GDP比重，即研發(fā)強度來衡量；其二，人力資本積累HUM計算方法同前；其三，金融發(fā)展水平LOA以金融機構(gòu)貸款余額與GDP比值衡量；其四，技術(shù)差距PRO以各省份勞動生產(chǎn)率與國外勞動生產(chǎn)率比值衡量，其中各省勞動生產(chǎn)率以GDP除以該省就業(yè)人口數(shù)衡量；其五，市場發(fā)育程度PRI以各省（市、自治區(qū)）非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額占全社會固定資產(chǎn)投資總額比重來度量；其六，開放程度TRA以各省份進出口總額占該地區(qū)GDP比重衡量；其七，經(jīng)濟自由度ECO以各省份外商投資企業(yè)進口額占該地區(qū)進口總額比重衡量，反映當(dāng)?shù)卣畬ν馍掏顿Y企業(yè)的干預(yù)程度。以上數(shù)據(jù)來源與處理方法與前述（2）部分方法一致。

表3顯示：AR（2）—P、SARGN—P及WALD檢驗顯示模型結(jié)果可靠。模型（1）至（7）包含了各類門檻變量與通過對外直接投資利用的海外研發(fā)資本存量的交叉項。各模型中ORD系數(shù)均在較高顯著水平上為正，彈性系數(shù)最小為0270915，最高為1510904，意味著海外研發(fā)資本可以顯著促進資本輸出國技術(shù)水平提升。各交叉項彈性系數(shù)都顯著為正，進一步得出各變量門檻值及各省份受到的不同約束門檻情況，詳見表4。

表4顯示：各省份受到不同門檻限制，能夠在各方面都越過門檻的省份很少。其中：國內(nèi)研發(fā)強度門檻限制了除北京以外的所有省份；人力資本門檻限制了除湖北外的所有中西部省份及除京、津、滬以外的所有東部省份；勞動生產(chǎn)率門檻限制了東部的廣西、遼寧，中部的吉林、黑龍江、安徽、河南及西部的甘肅、四川、重慶、云南、貴州等省份；開放程度限制了所有中西部省份及遼寧、河北、山東、廣西、海南等東部省份；經(jīng)濟自由度限制了西部的云南、貴州，中部的山西、內(nèi)蒙古及東部的北京；金融發(fā)育水平與市場發(fā)育程度限制了所有省份。值得注意的是，在多數(shù)方面都通過了門檻的北京沒有通過經(jīng)濟自由度門檻，其原因可能在于數(shù)據(jù)采集，由于大量國有企業(yè)將總部設(shè)在北京，這在統(tǒng)計上帶來了國有企業(yè)在市場主體中占較顯著比重的特征。

四、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論〖HTSS〗

1中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)客觀存在，但該效應(yīng)存在顯著區(qū)域差異。在以京、津、滬等一線城市及浙江等東南沿海和以河南、四川為代表的中西部地區(qū)產(chǎn)生顯著積極作用。而在黑吉遼等東北地區(qū)和甘肅等西南地區(qū)，對外直接投資不僅沒有體現(xiàn)出顯著技術(shù)外溢，甚至這些地區(qū)的資本輸出對于本土的技術(shù)發(fā)展還帶來了顯著負(fù)向沖擊。

2對外直接投資逆向技術(shù)溢出存在由吸收能力引致的門檻效應(yīng)。除了既有文獻中提到的人力資本門檻與技術(shù)差距門檻外，金融發(fā)展水平、勞動生產(chǎn)率、市場發(fā)育程度、開放程度、經(jīng)濟自由度亦在一定程度上影響著對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，越過這些門檻的省份對外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)較顯著，而未能越過這些門檻的省份溢出效應(yīng)則較弱。

（二）對策建議〖HTSS〗

上述結(jié)論啟示我們，促進各區(qū)域均衡利用對外直接投資逆向技術(shù)溢出的根本之道在于縮小區(qū)域間經(jīng)濟差距。

1從地方政府看，經(jīng)濟發(fā)展較快的東部應(yīng)關(guān)注區(qū)域均衡發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，加大研發(fā)投入，強化人力資本積累，促進金融發(fā)展及多元化市場主體培育；中、西部地區(qū)除了同樣要注重這些因素外，還需在開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和教育投入方面加強建設(shè)。

2從中央政府看，應(yīng)針對省際發(fā)展不平衡特征采取差異化政策。一方面，積極支持經(jīng)濟發(fā)展水平較高、吸收能力較強的省份針對研發(fā)資本存量較高的北美、歐盟等發(fā)達國家實施技術(shù)尋求型直接投資，通過技術(shù)獲取、組織學(xué)習(xí)與逆向技術(shù)溢出帶動母國相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步；另一方面，完善金融市場體制，進一步深化中、西部對外開放，鼓勵處于東北亞經(jīng)濟圈的東北、新疆等地區(qū)加強與俄、日、韓的經(jīng)濟合作，鼓勵西南地區(qū)投資東盟地區(qū)，促其早日越過“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

參考文獻：

[1]劉凱敏，朱鐘棣.我國對外直接投資與技術(shù)進步關(guān)系的實證研究[J]. 亞太經(jīng)濟，2007（1）： 98-101.

[2]JAYA PRAKASH PRADHAN，NEELAM SINGH.Outward FDI and Knowledge Flows： a Study of the Indian Automotive Sector[J].International Journal of Institutions and Economies，2009，1（1）： 57-61.

[3]趙偉，古廣東，何元慶.外向FDI與中國技術(shù)進步：機理分析與嘗試性實證[J]. 管理世界，2006（7）： 53-60.

[4]劉明霞. 中國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)——基于技術(shù)差距的影響分析[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2010（3）： 16-21.

[5]DIERK HERZER. The Long-Run Relationship Between Outward FDI and Total Factor Productivity：Evidence for Developing Countries[Z].Working Paper. 2010.

[6]周春應(yīng). 對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)吸收能力研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009（8）： 47-53.

[7]DAVID T Coea， Elhanan Helpman.International R&D Spillovers [J]. European Economic Review， 1995， 39（5）：91-108.

[8]涂正革. 全要素生產(chǎn)率與區(qū)域經(jīng)濟增長的動力——基于對1995-2004年28個省市大中型工業(yè)的非參數(shù)生產(chǎn)前沿分析[J]. 南開經(jīng)濟研究， 2007（4）： 14-36.

[9] 李梅，柳士昌. 對外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J]. 管理世界， 2012（1）：21-32.

（二）對外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異分析

考慮到中國對外直接投資規(guī)模東多西少的結(jié)構(gòu)特征，我們猜測不同省份OFDI逆向技術(shù)溢出可能也存在差異。由截面固定效應(yīng)得到各截面固定效應(yīng)，見表2。

檢驗結(jié)果顯示：中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異顯著。北京等19個省份出現(xiàn)顯著對外直接投資逆向技術(shù)外溢，占所有檢驗樣本的6552%。其中，83%的東部省份

中國東、中、西部地區(qū)劃分如下：1986年全國人大六屆四次會議出臺的“七五”計劃將中國劃分為東、中、西部3地區(qū)。其中，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南及廣西12個?。ㄊ校?；中部包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北及湖南等10個?。ㄊ小^(qū)）；西部包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏及新疆等9個?。ㄊ?、區(qū)）。其后，由于重慶1997年設(shè)立直轄市，西部省份增加到10個，而2000年國家西部大開發(fā)優(yōu)惠政策出臺時，由于內(nèi)蒙古人均GDP相當(dāng)于西部平均水平，且與其他中部地區(qū)有一定差距，因而劃歸西部地區(qū)。

溢出效應(yīng)為正，北京、江蘇、浙江、廣東、海南溢出顯著，均在05以上，浙江甚至達到了1410902；44%的中部省份彈性系數(shù)為正，但整體系數(shù)不高，除河南達到03外其余均較低；56%的西部省份溢出為正，其中新疆達到了0521062，其余均較低。

數(shù)據(jù)顯示：東部省份對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)最顯著，考慮到東部省份多為發(fā)達地區(qū)，這顯然印證了文獻回顧中關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定OFDI逆向技術(shù)溢出的觀點。有趣的是從正向溢出省份比重看，中部地區(qū)卻排在西部后面。雖然沒有東部經(jīng)濟特區(qū)的優(yōu)惠政策，但作為歷史上的肥沃之地，中部地區(qū)溢出效應(yīng)排在西部地區(qū)后面卻讓我們好奇，是什么因素限制了其對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮呢？其原因可能就是門檻效應(yīng)的存在。越過門檻的省份能較好吸收對外直接投資的溢出技術(shù)，未越過門檻的省份，由于吸收能力較弱而難以吸收逆向技術(shù)溢出，因而有必要進一步進行門檻效應(yīng)檢驗。

三、中國企業(yè)對外直接投資逆向技術(shù)外溢門檻特征分析

依據(jù)增長理論演變歷程，本文選擇檢驗以下幾項可能的門檻因素：其一，本地技術(shù)水平以各省份研發(fā)支出占GDP比重，即研發(fā)強度來衡量；其二，人力資本積累HUM計算方法同前；其三，金融發(fā)展水平LOA以金融機構(gòu)貸款余額與GDP比值衡量；其四，技術(shù)差距PRO以各省份勞動生產(chǎn)率與國外勞動生產(chǎn)率比值衡量，其中各省勞動生產(chǎn)率以GDP除以該省就業(yè)人口數(shù)衡量；其五，市場發(fā)育程度PRI以各?。ㄊ?、自治區(qū)）非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額占全社會固定資產(chǎn)投資總額比重來度量；其六，開放程度TRA以各省份進出口總額占該地區(qū)GDP比重衡量；其七，經(jīng)濟自由度ECO以各省份外商投資企業(yè)進口額占該地區(qū)進口總額比重衡量，反映當(dāng)?shù)卣畬ν馍掏顿Y企業(yè)的干預(yù)程度。以上數(shù)據(jù)來源與處理方法與前述（2）部分方法一致。

表3顯示：AR（2）—P、SARGN—P及WALD檢驗顯示模型結(jié)果可靠。模型（1）至（7）包含了各類門檻變量與通過對外直接投資利用的海外研發(fā)資本存量的交叉項。各模型中ORD系數(shù)均在較高顯著水平上為正，彈性系數(shù)最小為0270915，最高為1510904，意味著海外研發(fā)資本可以顯著促進資本輸出國技術(shù)水平提升。各交叉項彈性系數(shù)都顯著為正，進一步得出各變量門檻值及各省份受到的不同約束門檻情況，詳見表4。

表4顯示：各省份受到不同門檻限制，能夠在各方面都越過門檻的省份很少。其中：國內(nèi)研發(fā)強度門檻限制了除北京以外的所有省份；人力資本門檻限制了除湖北外的所有中西部省份及除京、津、滬以外的所有東部省份；勞動生產(chǎn)率門檻限制了東部的廣西、遼寧，中部的吉林、黑龍江、安徽、河南及西部的甘肅、四川、重慶、云南、貴州等省份；開放程度限制了所有中西部省份及遼寧、河北、山東、廣西、海南等東部省份；經(jīng)濟自由度限制了西部的云南、貴州，中部的山西、內(nèi)蒙古及東部的北京；金融發(fā)育水平與市場發(fā)育程度限制了所有省份。值得注意的是，在多數(shù)方面都通過了門檻的北京沒有通過經(jīng)濟自由度門檻，其原因可能在于數(shù)據(jù)采集，由于大量國有企業(yè)將總部設(shè)在北京，這在統(tǒng)計上帶來了國有企業(yè)在市場主體中占較顯著比重的特征。

四、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論〖HTSS〗

1中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)客觀存在，但該效應(yīng)存在顯著區(qū)域差異。在以京、津、滬等一線城市及浙江等東南沿海和以河南、四川為代表的中西部地區(qū)產(chǎn)生顯著積極作用。而在黑吉遼等東北地區(qū)和甘肅等西南地區(qū)，對外直接投資不僅沒有體現(xiàn)出顯著技術(shù)外溢，甚至這些地區(qū)的資本輸出對于本土的技術(shù)發(fā)展還帶來了顯著負(fù)向沖擊。

2對外直接投資逆向技術(shù)溢出存在由吸收能力引致的門檻效應(yīng)。除了既有文獻中提到的人力資本門檻與技術(shù)差距門檻外，金融發(fā)展水平、勞動生產(chǎn)率、市場發(fā)育程度、開放程度、經(jīng)濟自由度亦在一定程度上影響著對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，越過這些門檻的省份對外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)較顯著，而未能越過這些門檻的省份溢出效應(yīng)則較弱。

（二）對策建議〖HTSS〗

上述結(jié)論啟示我們，促進各區(qū)域均衡利用對外直接投資逆向技術(shù)溢出的根本之道在于縮小區(qū)域間經(jīng)濟差距。

1從地方政府看，經(jīng)濟發(fā)展較快的東部應(yīng)關(guān)注區(qū)域均衡發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，加大研發(fā)投入，強化人力資本積累，促進金融發(fā)展及多元化市場主體培育；中、西部地區(qū)除了同樣要注重這些因素外，還需在開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和教育投入方面加強建設(shè)。

2從中央政府看，應(yīng)針對省際發(fā)展不平衡特征采取差異化政策。一方面，積極支持經(jīng)濟發(fā)展水平較高、吸收能力較強的省份針對研發(fā)資本存量較高的北美、歐盟等發(fā)達國家實施技術(shù)尋求型直接投資，通過技術(shù)獲取、組織學(xué)習(xí)與逆向技術(shù)溢出帶動母國相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步；另一方面，完善金融市場體制，進一步深化中、西部對外開放，鼓勵處于東北亞經(jīng)濟圈的東北、新疆等地區(qū)加強與俄、日、韓的經(jīng)濟合作，鼓勵西南地區(qū)投資東盟地區(qū)，促其早日越過“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

參考文獻：

[1]劉凱敏，朱鐘棣.我國對外直接投資與技術(shù)進步關(guān)系的實證研究[J]. 亞太經(jīng)濟，2007（1）： 98-101.

[2]JAYA PRAKASH PRADHAN，NEELAM SINGH.Outward FDI and Knowledge Flows： a Study of the Indian Automotive Sector[J].International Journal of Institutions and Economies，2009，1（1）： 57-61.

[3]趙偉，古廣東，何元慶.外向FDI與中國技術(shù)進步：機理分析與嘗試性實證[J]. 管理世界，2006（7）： 53-60.

[4]劉明霞. 中國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)——基于技術(shù)差距的影響分析[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2010（3）： 16-21.

[5]DIERK HERZER. The Long-Run Relationship Between Outward FDI and Total Factor Productivity：Evidence for Developing Countries[Z].Working Paper. 2010.

[6]周春應(yīng). 對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)吸收能力研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009（8）： 47-53.

[7]DAVID T Coea， Elhanan Helpman.International R&D Spillovers [J]. European Economic Review， 1995， 39（5）：91-108.

[8]涂正革. 全要素生產(chǎn)率與區(qū)域經(jīng)濟增長的動力——基于對1995-2004年28個省市大中型工業(yè)的非參數(shù)生產(chǎn)前沿分析[J]. 南開經(jīng)濟研究， 2007（4）： 14-36.

[9] 李梅，柳士昌. 對外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J]. 管理世界， 2012（1）：21-32.

（二）對外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異分析

考慮到中國對外直接投資規(guī)模東多西少的結(jié)構(gòu)特征，我們猜測不同省份OFDI逆向技術(shù)溢出可能也存在差異。由截面固定效應(yīng)得到各截面固定效應(yīng)，見表2。

檢驗結(jié)果顯示：中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異顯著。北京等19個省份出現(xiàn)顯著對外直接投資逆向技術(shù)外溢，占所有檢驗樣本的6552%。其中，83%的東部省份

中國東、中、西部地區(qū)劃分如下：1986年全國人大六屆四次會議出臺的“七五”計劃將中國劃分為東、中、西部3地區(qū)。其中，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南及廣西12個?。ㄊ校?；中部包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北及湖南等10個?。ㄊ?、區(qū)）；西部包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏及新疆等9個?。ㄊ小^(qū)）。其后，由于重慶1997年設(shè)立直轄市，西部省份增加到10個，而2000年國家西部大開發(fā)優(yōu)惠政策出臺時，由于內(nèi)蒙古人均GDP相當(dāng)于西部平均水平，且與其他中部地區(qū)有一定差距，因而劃歸西部地區(qū)。

溢出效應(yīng)為正，北京、江蘇、浙江、廣東、海南溢出顯著，均在05以上，浙江甚至達到了1410902；44%的中部省份彈性系數(shù)為正，但整體系數(shù)不高，除河南達到03外其余均較低；56%的西部省份溢出為正，其中新疆達到了0521062，其余均較低。

數(shù)據(jù)顯示：東部省份對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)最顯著，考慮到東部省份多為發(fā)達地區(qū)，這顯然印證了文獻回顧中關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定OFDI逆向技術(shù)溢出的觀點。有趣的是從正向溢出省份比重看，中部地區(qū)卻排在西部后面。雖然沒有東部經(jīng)濟特區(qū)的優(yōu)惠政策，但作為歷史上的肥沃之地，中部地區(qū)溢出效應(yīng)排在西部地區(qū)后面卻讓我們好奇，是什么因素限制了其對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮呢？其原因可能就是門檻效應(yīng)的存在。越過門檻的省份能較好吸收對外直接投資的溢出技術(shù)，未越過門檻的省份，由于吸收能力較弱而難以吸收逆向技術(shù)溢出，因而有必要進一步進行門檻效應(yīng)檢驗。

三、中國企業(yè)對外直接投資逆向技術(shù)外溢門檻特征分析

依據(jù)增長理論演變歷程，本文選擇檢驗以下幾項可能的門檻因素：其一，本地技術(shù)水平以各省份研發(fā)支出占GDP比重，即研發(fā)強度來衡量；其二，人力資本積累HUM計算方法同前；其三，金融發(fā)展水平LOA以金融機構(gòu)貸款余額與GDP比值衡量；其四，技術(shù)差距PRO以各省份勞動生產(chǎn)率與國外勞動生產(chǎn)率比值衡量，其中各省勞動生產(chǎn)率以GDP除以該省就業(yè)人口數(shù)衡量；其五，市場發(fā)育程度PRI以各省（市、自治區(qū)）非國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額占全社會固定資產(chǎn)投資總額比重來度量；其六，開放程度TRA以各省份進出口總額占該地區(qū)GDP比重衡量；其七，經(jīng)濟自由度ECO以各省份外商投資企業(yè)進口額占該地區(qū)進口總額比重衡量，反映當(dāng)?shù)卣畬ν馍掏顿Y企業(yè)的干預(yù)程度。以上數(shù)據(jù)來源與處理方法與前述（2）部分方法一致。

表3顯示：AR（2）—P、SARGN—P及WALD檢驗顯示模型結(jié)果可靠。模型（1）至（7）包含了各類門檻變量與通過對外直接投資利用的海外研發(fā)資本存量的交叉項。各模型中ORD系數(shù)均在較高顯著水平上為正，彈性系數(shù)最小為0270915，最高為1510904，意味著海外研發(fā)資本可以顯著促進資本輸出國技術(shù)水平提升。各交叉項彈性系數(shù)都顯著為正，進一步得出各變量門檻值及各省份受到的不同約束門檻情況，詳見表4。

表4顯示：各省份受到不同門檻限制，能夠在各方面都越過門檻的省份很少。其中：國內(nèi)研發(fā)強度門檻限制了除北京以外的所有省份；人力資本門檻限制了除湖北外的所有中西部省份及除京、津、滬以外的所有東部省份；勞動生產(chǎn)率門檻限制了東部的廣西、遼寧，中部的吉林、黑龍江、安徽、河南及西部的甘肅、四川、重慶、云南、貴州等省份；開放程度限制了所有中西部省份及遼寧、河北、山東、廣西、海南等東部省份；經(jīng)濟自由度限制了西部的云南、貴州，中部的山西、內(nèi)蒙古及東部的北京；金融發(fā)育水平與市場發(fā)育程度限制了所有省份。值得注意的是，在多數(shù)方面都通過了門檻的北京沒有通過經(jīng)濟自由度門檻，其原因可能在于數(shù)據(jù)采集，由于大量國有企業(yè)將總部設(shè)在北京，這在統(tǒng)計上帶來了國有企業(yè)在市場主體中占較顯著比重的特征。

四、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論〖HTSS〗

1中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)客觀存在，但該效應(yīng)存在顯著區(qū)域差異。在以京、津、滬等一線城市及浙江等東南沿海和以河南、四川為代表的中西部地區(qū)產(chǎn)生顯著積極作用。而在黑吉遼等東北地區(qū)和甘肅等西南地區(qū)，對外直接投資不僅沒有體現(xiàn)出顯著技術(shù)外溢，甚至這些地區(qū)的資本輸出對于本土的技術(shù)發(fā)展還帶來了顯著負(fù)向沖擊。

2對外直接投資逆向技術(shù)溢出存在由吸收能力引致的門檻效應(yīng)。除了既有文獻中提到的人力資本門檻與技術(shù)差距門檻外，金融發(fā)展水平、勞動生產(chǎn)率、市場發(fā)育程度、開放程度、經(jīng)濟自由度亦在一定程度上影響著對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，越過這些門檻的省份對外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)較顯著，而未能越過這些門檻的省份溢出效應(yīng)則較弱。

（二）對策建議〖HTSS〗

上述結(jié)論啟示我們，促進各區(qū)域均衡利用對外直接投資逆向技術(shù)溢出的根本之道在于縮小區(qū)域間經(jīng)濟差距。

1從地方政府看，經(jīng)濟發(fā)展較快的東部應(yīng)關(guān)注區(qū)域均衡發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，加大研發(fā)投入，強化人力資本積累，促進金融發(fā)展及多元化市場主體培育；中、西部地區(qū)除了同樣要注重這些因素外，還需在開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和教育投入方面加強建設(shè)。

2從中央政府看，應(yīng)針對省際發(fā)展不平衡特征采取差異化政策。一方面，積極支持經(jīng)濟發(fā)展水平較高、吸收能力較強的省份針對研發(fā)資本存量較高的北美、歐盟等發(fā)達國家實施技術(shù)尋求型直接投資，通過技術(shù)獲取、組織學(xué)習(xí)與逆向技術(shù)溢出帶動母國相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步；另一方面，完善金融市場體制，進一步深化中、西部對外開放，鼓勵處于東北亞經(jīng)濟圈的東北、新疆等地區(qū)加強與俄、日、韓的經(jīng)濟合作，鼓勵西南地區(qū)投資東盟地區(qū)，促其早日越過“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

參考文獻：

[1]劉凱敏，朱鐘棣.我國對外直接投資與技術(shù)進步關(guān)系的實證研究[J]. 亞太經(jīng)濟，2007（1）： 98-101.

[2]JAYA PRAKASH PRADHAN，NEELAM SINGH.Outward FDI and Knowledge Flows： a Study of the Indian Automotive Sector[J].International Journal of Institutions and Economies，2009，1（1）： 57-61.

[3]趙偉，古廣東，何元慶.外向FDI與中國技術(shù)進步：機理分析與嘗試性實證[J]. 管理世界，2006（7）： 53-60.

[4]劉明霞. 中國對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)——基于技術(shù)差距的影響分析[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2010（3）： 16-21.

[5]DIERK HERZER. The Long-Run Relationship Between Outward FDI and Total Factor Productivity：Evidence for Developing Countries[Z].Working Paper. 2010.

[6]周春應(yīng). 對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)吸收能力研究[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009（8）： 47-53.

[7]DAVID T Coea， Elhanan Helpman.International R&D Spillovers [J]. European Economic Review， 1995， 39（5）：91-108.

[8]涂正革. 全要素生產(chǎn)率與區(qū)域經(jīng)濟增長的動力——基于對1995-2004年28個省市大中型工業(yè)的非參數(shù)生產(chǎn)前沿分析[J]. 南開經(jīng)濟研究， 2007（4）： 14-36.

[9] 李梅，柳士昌. 對外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J]. 管理世界， 2012（1）：21-32.