李末芝，張?zhí)m霞，柯小霞

（1.寧夏理工學(xué)院，寧夏 石嘴山 753000；2.東北大學(xué)，遼寧 沈陽 110169）

一、引言

當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)正處于由高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵階段。在人口紅利逐漸消失、環(huán)境約束矛盾突出的時(shí)代背景下，實(shí)現(xiàn)要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變已成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。十九屆六中全會(huì)指出，堅(jiān)持實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，將科技自立自強(qiáng)作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐。黨的二十大進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)，要加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，堅(jiān)決打贏關(guān)鍵核心技術(shù)攻堅(jiān)戰(zhàn)?？梢?，技術(shù)創(chuàng)新已成為推動(dòng)國家創(chuàng)新發(fā)展的重要抓手。通常而言，技術(shù)創(chuàng)新渠道包含國內(nèi)技術(shù)積累以及國際技術(shù)溢出兩種。其中，對(duì)外直接投資(OFDI)是各國獲取國際技術(shù)溢出的主要途徑[1]。理論上講，政府希望借由對(duì)外直接投資獲取來自東道國的逆向技術(shù)溢出，從而迅速提升區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。然而，近年來國際復(fù)雜多變的政治環(huán)境使得各國貿(mào)易保護(hù)加劇，技術(shù)性貿(mào)易壁壘增多，進(jìn)而OFDI所帶來的逆向技術(shù)溢出效果存疑。那么OFDI逆向技術(shù)溢出是否能夠有效提升中國區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效？相鄰省份的OFDI逆向技術(shù)溢出是否影響本區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升？OFDI逆向技術(shù)溢出的影響效應(yīng)是否受其自身水平制約？解答上述問題對(duì)于實(shí)現(xiàn)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展、優(yōu)化跨境直接投資政策具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

隨著中國對(duì)外直接投資活動(dòng)頻次的增加，關(guān)于OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)聯(lián)已經(jīng)引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。梳理發(fā)現(xiàn)，多數(shù)學(xué)者肯定了OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的積極作用。馮德連和白一宏(2021)以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省份為研究樣本實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術(shù)溢出能夠顯著提升區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效[2]。狄振鵬、李世美(2020)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資存在顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，且OFDI逆向技術(shù)溢出的自主創(chuàng)新外溢效應(yīng)更顯著[3]。在此基礎(chǔ)上，部分學(xué)者認(rèn)為OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效之間的影響并非簡(jiǎn)單線性作用，并嘗試探究二者影響背后的作用機(jī)制。秦放鳴、張宇(2020)研究發(fā)現(xiàn)，隨著金融集聚水平的提升，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響存在雙門檻效應(yīng)，在經(jīng)過兩個(gè)正向促進(jìn)體制后，轉(zhuǎn)為較強(qiáng)負(fù)向抑制體制[4]。章志華等(2021)指出，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)在OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間發(fā)揮門檻作用，當(dāng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)處于較高水平時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生顯著正向影響[5]。

既有文獻(xiàn)仍存在一定不足。第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)雖然分析了可能存在的門檻效應(yīng)，但在門檻變量選擇方面，側(cè)重于從金融集聚水平、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力等母國自身稟賦特征進(jìn)行考察，并沒有從OFDI逆向技術(shù)溢出自身角度分析。第二，多數(shù)學(xué)者主要從宏觀角度分析二者的影響特征，缺乏對(duì)不同地區(qū)的異質(zhì)性考察。但事實(shí)上，在經(jīng)濟(jì)條件、地理區(qū)位等多重因素的差異影響下，不同地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響有所區(qū)別。鑒于此，文章在梳理相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，運(yùn)用多種計(jì)量方法對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間的影響及其作用機(jī)制進(jìn)行探討。文章可能存在邊際貢獻(xiàn)包括：一是使用三種空間模型與面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)該影響呈“邊際遞增”的非線性趨勢(shì)，且存在空間溢出效應(yīng)；二是以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出自身為門檻變量，實(shí)證檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的門檻效應(yīng)，并進(jìn)一步考察東、中、西部地區(qū)可能存在的異質(zhì)性。

二、理論分析與研究假設(shè)

OFDI逆向技術(shù)溢出指的是母國企業(yè)對(duì)外投資過程中，其海外子公司直接或間接獲取到東道國相近技術(shù)、信息以及其他知識(shí)要素等資源[6]。這些資源經(jīng)過企業(yè)內(nèi)部系統(tǒng)反哺回國內(nèi)母公司，從而將東道國核心技術(shù)向母國企業(yè)轉(zhuǎn)移與擴(kuò)散，并進(jìn)一步強(qiáng)化母國企業(yè)技術(shù)水平與創(chuàng)新能力，進(jìn)而帶動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升[7]。OFDI逆向技術(shù)溢出主要通過以下三種方式影響區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展：一是倒逼國內(nèi)企業(yè)增加研發(fā)投入。鑒于地理位置、文化及制度環(huán)境等因素使得國內(nèi)外需求存在差異，在漸趨復(fù)雜的國際市場(chǎng)，國內(nèi)企業(yè)憑借直接投資方式進(jìn)入國際市場(chǎng)，會(huì)面臨與國內(nèi)不同的供需關(guān)系與競(jìng)爭(zhēng)趨勢(shì)[8]。這種情況會(huì)激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入動(dòng)機(jī)，提高其主動(dòng)創(chuàng)新意愿；二是逆向技術(shù)交易。以跨國并購形式進(jìn)入國際市場(chǎng)的企業(yè)，能夠直接獲得被并購企業(yè)現(xiàn)有研發(fā)團(tuán)隊(duì)與研發(fā)資源，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)母國與東道國生產(chǎn)環(huán)節(jié)與創(chuàng)新要素對(duì)接，有助于提升母國技術(shù)創(chuàng)新水平[9]；三是跨國技術(shù)轉(zhuǎn)移。對(duì)外直接投資企業(yè)可通過研發(fā)互動(dòng)、戰(zhàn)略聯(lián)盟以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等方法，不斷獲取東道國研發(fā)主體的技術(shù)溢出[10]?？鐕顿Y企業(yè)通過對(duì)外直接投資剝離東道國企業(yè)非核心技術(shù)，推動(dòng)母國技術(shù)研發(fā)水平進(jìn)一步提升，進(jìn)而拉高區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。據(jù)此提出：

假設(shè)H1：OFDI逆向技術(shù)溢出能夠有效提升區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。

OFDI逆向技術(shù)溢出能夠通過技術(shù)吸收轉(zhuǎn)化以及企業(yè)間合作的方式壓縮時(shí)空距離，拓展企業(yè)間技術(shù)交流廣度與深度，使新型技術(shù)不再局限于某一區(qū)域。鑒于技術(shù)的外部性，僅按照區(qū)域劃分OFDI逆向技術(shù)溢出范圍顯然并不合理[11]。依托企業(yè)間“示范效應(yīng)”以及產(chǎn)業(yè)鏈中“關(guān)聯(lián)效應(yīng)”，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響很有可能突破區(qū)域邊界，進(jìn)而擴(kuò)散到周邊地區(qū)。一方面，企業(yè)間合作或競(jìng)爭(zhēng)并非處在同一區(qū)域，而行政區(qū)域的劃分對(duì)技術(shù)跨區(qū)域外溢限制有限，加之國內(nèi)價(jià)值鏈分工體系逐漸實(shí)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，信息與技術(shù)交流越發(fā)便捷與頻繁。因此，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)很有可能存在區(qū)域間外溢現(xiàn)象。另一方面，技術(shù)人員溝通以及產(chǎn)品跨區(qū)域流通所帶來的技術(shù)、信息等創(chuàng)新要素互動(dòng)，提高了區(qū)域間信息與技術(shù)的傳遞性，逐漸成為OFDI逆向技術(shù)溢出的重要載體[12]。隨著流通業(yè)與通信業(yè)的迅速發(fā)展，各區(qū)域間人員、產(chǎn)品、信息的流動(dòng)量日漸增加，區(qū)域間地理層面的界限不再明顯。OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)本區(qū)域資源的配置效應(yīng)容易對(duì)其他地區(qū)造成影響，其他區(qū)域的OFDI逆向技術(shù)溢出亦能通過空間溢出的方式對(duì)本區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生影響。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：OFDI逆向技術(shù)溢出不僅對(duì)本地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效具有促進(jìn)作用，且可通過空間外溢作用于相鄰地區(qū)。

上述分析指出，OFDI逆向技術(shù)溢出能夠正向推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升，但此過程可能存在一定門檻[13]。理論而言，OFDI逆向技術(shù)溢出可以打破地理空間制約，依托企業(yè)、產(chǎn)業(yè)鏈合作與競(jìng)爭(zhēng)，對(duì)其他地區(qū)形成技術(shù)溢出效應(yīng)。實(shí)際上，OFDI逆向技術(shù)溢出往往還需大量的資金、人才、政策支持，這些便利條件往往集中于發(fā)達(dá)地區(qū)[14]。因此，一些OFDI逆向技術(shù)溢出本身發(fā)展就滯后的地區(qū)，將無法有效吸收新型技術(shù)并將其成功轉(zhuǎn)化為成果，很大程度阻礙區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升[15]。另外，隨著中國對(duì)外投資的不斷增加，資金交易、投融資以及技術(shù)吸收往往會(huì)遭遇技術(shù)性貿(mào)易壁壘、母國技術(shù)研發(fā)團(tuán)隊(duì)技術(shù)差異等困阻，這為母國吸收逆向回饋的技術(shù)帶來新挑戰(zhàn)。如果母國技術(shù)吸收能力差、研發(fā)投入低以及相關(guān)制度不完善，將無法保障通過對(duì)外投資回饋的技術(shù)及知識(shí)被有效吸收與轉(zhuǎn)化。此時(shí)，母國OFDI逆向技術(shù)溢出非但不會(huì)推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升，甚至可能會(huì)引發(fā)“創(chuàng)造性破壞”“創(chuàng)新陷阱”等局面，降低區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用存在非線性門檻效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.莫蘭指數(shù)法

通常而言，確定變量空間自相關(guān)性是判斷能否使用空間計(jì)量方法的前提。文章使用學(xué)術(shù)界最常用的全局莫蘭指數(shù)法對(duì)變量空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。全局莫蘭指數(shù)是對(duì)整個(gè)空間序列的集聚狀況進(jìn)行考察，可視作觀測(cè)值與其空間滯后的相關(guān)系數(shù)，具體公式構(gòu)建如下：

式中，n表示樣本區(qū)域總數(shù)，xi與xj分別為第i個(gè)區(qū)域與第j個(gè)區(qū)域的屬性值，xˉ與S2為區(qū)域均值與方差，ωij表示空間權(quán)重矩陣。全局莫蘭指數(shù)范圍取值[-1，1]，當(dāng)數(shù)值低于0時(shí)為空間負(fù)相關(guān)，數(shù)值越小表示相關(guān)性越強(qiáng)；當(dāng)數(shù)值高于0時(shí)為空間正相關(guān)，數(shù)值越高表示相關(guān)性越強(qiáng)。

2.空間計(jì)量模型設(shè)定

借鑒田皓森和潘明清(2021)[16]的研究，將核心解釋變量OFDI逆向技術(shù)溢出、被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效以及控制變量引入模型中，依次建立空間杜賓模型(SDM)、空間滯后模型(SEM)、空間誤差模型(SAR)。具體模型構(gòu)建如下：

式(2)～(4)中，下標(biāo)i指代省份，i為年份，Rip為文章被解釋變量區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效，RTSOFDI為核心解釋變量OFDI逆向技術(shù)溢出，wij為空間權(quán)重矩陣，X為控制變量合集。

在空間權(quán)重矩陣選取方面，地理距離權(quán)重矩陣能夠有效衡量空間差異對(duì)區(qū)域間溢出效應(yīng)的發(fā)揮，文章以地理距離權(quán)重矩陣構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，具體地理權(quán)重矩陣如下：

3.門檻模型設(shè)定

為檢驗(yàn)假設(shè)H3，考察OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效是否存在非線性影響，參考Hansen(1999)[17]的研究，構(gòu)建單一門檻模型如下：

式中，γ1為門檻值，I(·)為指示性函數(shù)，其他變量含義與空間計(jì)量模型相同。上述模型僅適用于單門檻情況，若存在更多門檻，則以此為基礎(chǔ)進(jìn)行類比即可。如存在雙門檻，對(duì)應(yīng)門檻模型調(diào)整為：

4.變量選取

（1）被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效(Rip)

關(guān)于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的衡量，現(xiàn)有研究多從創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新能力、創(chuàng)新效率等角度進(jìn)行考量[18，19]。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出通常使用專利申請(qǐng)數(shù)量進(jìn)行衡量。由于專利數(shù)據(jù)良好的可獲取性，使用專利申請(qǐng)數(shù)量衡量創(chuàng)新績(jī)效的做法已經(jīng)得到普遍認(rèn)可。由此，文章從創(chuàng)新產(chǎn)出視角考量創(chuàng)新績(jī)效，并使用專利申請(qǐng)數(shù)作為衡量指標(biāo)。

（2）核心解釋變量：OFDI逆向技術(shù)溢出(RTSOFDI)

為探究OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響及其空間溢出效應(yīng)，參鑒周經(jīng)與黃凱(2020)[20]的研究，通過計(jì)算各區(qū)域OFDI渠道虹吸效應(yīng)獲得非本國研發(fā)資本存量。首先測(cè)算得出通過OFDI渠道虹吸效應(yīng)獲得第t年非本國單位向研發(fā)部門投入的總資本存量。

式(8)中，RTSOFDI表示中國通過OFDI渠道在第t年時(shí)獲取國外研發(fā)資本溢出，j代表國別，OFDIjt及GDPjt分別為中國在第t年對(duì)j國直接投資存量和j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值。Rjt使用永續(xù)盤存法計(jì)算得出的國家j在第t年的研發(fā)資本存量，公式為：

式(9)、(10)中，RDt表示t時(shí)期研發(fā)資本投入，θ和δ分別指代研發(fā)資本存量折舊率以及研發(fā)資本投入增長(zhǎng)率，計(jì)算過程中使θ=15%。計(jì)算得出通過OFDI逆向技術(shù)溢出渠道獲得的國際研發(fā)資本存量之和后，根據(jù)各省OFDI存量比重計(jì)算各省的國際研發(fā)資本存量，具體計(jì)算公式如下：

（3）控制變量

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)[21]，選取R&D投入強(qiáng)度(R&D)、城鎮(zhèn)化水平(City)、對(duì)外開放程度(Open)以及人力資本水平(Hc)作為文章的控制變量。其中，R&D投入強(qiáng)度反映各地區(qū)研發(fā)投入水平，以各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出占地區(qū)GDP的比重表征；城鎮(zhèn)化水平反映地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施與現(xiàn)代化水平，以各省的城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬?；?duì)外開放程度反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)開放程度，以地區(qū)對(duì)外直接投資額占地區(qū)GDP比重來表征；人力資本水平能夠反映地區(qū)人才與勞動(dòng)力的充足水平，使用每萬人高校在讀人數(shù)進(jìn)行衡量。

5.數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)連續(xù)性與完整性，文章剔除西藏及港、澳、臺(tái)地區(qū)，以中國30個(gè)省份為研究對(duì)象，并選取2011—2020年為研究時(shí)段。數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國對(duì)外投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2011—2020）》《中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫。為確保樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，降低變量間共線性及異方差影響，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間模型回歸前，首先檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間的空間相關(guān)性，使用莫蘭檢驗(yàn)法對(duì)中國30個(gè)省份2011—2020年OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效展開檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 全局Moran's I檢驗(yàn)結(jié)果

表1結(jié)果顯示，2011—2020年中國全域創(chuàng)新績(jī)效全局Moran's I指數(shù)整體上表現(xiàn)出先增后減態(tài)勢(shì)，2016年升至最高值為0.087，此后則連年下降。2020年該指數(shù)下降至0.058，但整體上區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的空間聚集性仍較強(qiáng)。另外，2011—2020年中國各省份OFDI逆向技術(shù)溢出的全局Moran's I指數(shù)整體上表現(xiàn)出上升態(tài)勢(shì)，從2011年0.122升至2020年0.171，表明省份間OFDI逆向技術(shù)溢出的空間相關(guān)性逐年上升?？梢?，中國區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效與OFDI逆向技術(shù)溢出間有著明顯的空間關(guān)聯(lián)性，兩者受地理空間的擴(kuò)散效應(yīng)的影響不容忽視。

2.模型擬合度檢驗(yàn)

回歸估計(jì)前，需對(duì)模型適用性進(jìn)行檢驗(yàn)。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，使用固定效應(yīng)模型較為合適。拉格朗日乘子檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，LMERR、LMLAG、Robust-LMER及Robust-LMLAG均在1%水平下顯著性，故采用空間杜賓模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)較為合適。擬然比檢驗(yàn)（LR檢驗(yàn)）顯示，LRind、LRtime均在1%水平下顯著，因此選用雙向固定效應(yīng)模型，同時(shí)LRLAG、LRERR均通過1%顯著性檢驗(yàn)，說明SDM模型為最優(yōu)模型。

3.基準(zhǔn)回歸分析

表2為空間計(jì)量模型回歸結(jié)果，空間杜賓模型(SDM)以及空間自回歸模型(SAR)中的回歸系數(shù)依次為0.612、0594，且均在1%水平下顯著?？臻g誤差模型(SEM)空間自相關(guān)系數(shù)為0.615，且在1%水平下顯著，表明OFDI逆向技術(shù)溢出具有顯著空間效應(yīng)。即本地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效不僅會(huì)受到OFDI逆向技術(shù)溢出的影響，還會(huì)受到鄰近地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出的影響。核心解釋變量OFDI逆向技術(shù)溢出的估計(jì)系數(shù)為0.231且在1%水平下顯著，這一結(jié)果符合理論預(yù)期，說明OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生正向推動(dòng)作用，即假設(shè)H1成立。究其原因，OFDI逆向技術(shù)溢出提升了地區(qū)技術(shù)獲取的速度，一定程度上降低技術(shù)引進(jìn)壁壘和技術(shù)創(chuàng)新成本，對(duì)于地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展具有正向推動(dòng)作用。

表2 空間計(jì)量模型回歸結(jié)果

為深入探究OFDI逆向技術(shù)溢出影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，參鑒田皓森和潘明清(2021)[16]的研究思路，對(duì)模型中各解釋變量進(jìn)行效應(yīng)分解，結(jié)果如表3所示。OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效直接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為0.237且在5%水平下顯著，證實(shí)OFDI逆向技術(shù)溢出能夠直接正向作用于創(chuàng)新績(jī)效。OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間接效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為0.472且在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明OFDI逆向技術(shù)溢出通過創(chuàng)新要素流動(dòng)打破了地區(qū)間技術(shù)突破困境，推動(dòng)相鄰地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效提升。OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的總效用估計(jì)系數(shù)為0.709且在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著?？梢灾?，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效影響的間接效應(yīng)更顯著，表明OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響中空間溢出效應(yīng)的影響所占比重更大。據(jù)此，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表3 空間杜賓模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

從控制變量來看，R&D投入強(qiáng)度(R&D)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)均顯著為正，說明R&D投入強(qiáng)度對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效有正向推動(dòng)作用。究其原因，企業(yè)通過加大R&D投入強(qiáng)度提升企業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)化與吸收效率，強(qiáng)化地方企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平。城鎮(zhèn)化水平(City)的總效應(yīng)、直接效應(yīng)及間接效應(yīng)均顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效有正向推動(dòng)作用。究其原因，地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展使得交通、金融水平迅速提升，強(qiáng)化地區(qū)內(nèi)要素生產(chǎn)與流動(dòng)，正向推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升。對(duì)外開放程度(Open)的總效應(yīng)、直接與間接效應(yīng)均顯著為正，說明提升對(duì)外開放程度有助于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升，且這種影響會(huì)通過地區(qū)間經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易合作的方式正向影響區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。人力資本水平(Hc)總效應(yīng)、直接效應(yīng)及間接效應(yīng)均顯著為正，說明勞動(dòng)力素質(zhì)與知識(shí)技能的提升對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效有正向推動(dòng)作用，且這種影響隨著高質(zhì)量人口流動(dòng)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，助推相鄰地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效提升。

4.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

上述理論分析提到，OFDI逆向技術(shù)溢出過程中會(huì)面臨技術(shù)轉(zhuǎn)化、吸收能力較差等問題，在推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升過程中可能存在非線性效應(yīng)。因此，為驗(yàn)證假設(shè)H3，將OFDI逆向技術(shù)溢出作為門檻變量代入門檻模型中，采用Stata16.0軟件測(cè)算門檻變量門檻個(gè)數(shù)，同時(shí)以Bootstrap法檢驗(yàn)門檻變量存在性。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表可知，OFDI逆向技術(shù)溢出通過了三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，故選用三重門檻模型對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間的門檻效應(yīng)展開實(shí)證檢驗(yàn)。

表4 門檻值估計(jì)結(jié)果

門檻回歸結(jié)果如表5所示。對(duì)比基準(zhǔn)回歸與門檻回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，門檻模型的R2值更高，故使用門檻模型對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出與區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間的非線性關(guān)系進(jìn)行解釋。由表可知，隨著OFDI逆向技術(shù)溢出水平提高，OFDI逆向技術(shù)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響呈現(xiàn)邊際遞增態(tài)勢(shì)。當(dāng)OFDI逆向技術(shù)溢出水平低于4.325時(shí)，估計(jì)參數(shù)值最小，為0.209；當(dāng)OFDI逆向技術(shù)溢出水平處在4.325與5.457之間時(shí)，估計(jì)參數(shù)為0.231且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)OFDI逆向技術(shù)溢出處于5.457與5.597之間時(shí)，估計(jì)系數(shù)為0.267且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)OFDI逆向技術(shù)溢出水平高于5.597時(shí)，估計(jì)系數(shù)值達(dá)到最大為0.291，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)?？梢?，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響受自身水平影響，表現(xiàn)出邊際遞增態(tài)勢(shì)，假設(shè)H3得以驗(yàn)證。

表5 門檻回歸模型估計(jì)結(jié)果

5.異質(zhì)性檢驗(yàn)

為深入揭示不同地區(qū)可能存在的異質(zhì)空間門檻效應(yīng)，國家發(fā)改委區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將30個(gè)樣本省份劃分成東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)三個(gè)子樣本分別展開回歸，考察OFDI逆向技術(shù)溢出的動(dòng)態(tài)空間異質(zhì)性特征。具體結(jié)果如表6所示。由表可知，以O(shè)FDI逆向技術(shù)溢出自身為門檻變量，東、中、西部三大地區(qū)的OFDI逆向技術(shù)溢出門檻變量均通過了三重門檻檢驗(yàn)，而且與之相對(duì)應(yīng)的95%置信區(qū)間依次為[5.896，6.184]、[5.296，5.468]、[5.098，5.432]。由此，使用三重面板門檻模型對(duì)東、中、西部地區(qū)進(jìn)行估計(jì)較為合理。

表6 東、中、西部地區(qū)面板門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)及門檻估計(jì)值

表7為東、中、西部三大地區(qū)具體面板的門檻回歸結(jié)果。由表可知，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響存在明顯地區(qū)差異性。東、中、西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效隨著OFDI逆向技術(shù)溢出的提升均有不同程度提升。其中，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)東部地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效呈現(xiàn)顯著的非線性“邊際遞增”態(tài)勢(shì)。當(dāng)東部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出超過6.042時(shí)，其對(duì)東部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新的正向影響增至最強(qiáng)。OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)中部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響呈現(xiàn)出明顯正向“N”型態(tài)勢(shì)。當(dāng)中部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出處于4.258與5.162間時(shí)，區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效有所提升；當(dāng)中部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出處于5.162與5.315間時(shí)，其對(duì)中部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響開始衰減；當(dāng)中部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出超過5.315時(shí)，其對(duì)中部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響增至最大。OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響呈現(xiàn)明顯正“U”型態(tài)勢(shì)。當(dāng)西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出低于3.961時(shí)，其對(duì)西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生較為顯著的積極影響；當(dāng)西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出處于3.961與4.862之間時(shí)，其對(duì)西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響降低，原因可能是隨著西部地區(qū)受東道國逆向技術(shù)的反哺逐漸增多，陷入“技術(shù)開發(fā)陷阱”，對(duì)西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展形成阻滯；當(dāng)西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出介于4.862與5.213之間時(shí)，其對(duì)西部地區(qū)創(chuàng)新績(jī)效的影響增強(qiáng)。究其原因，隨著OFDI逆向技術(shù)溢出的不斷增加，倒逼西部地區(qū)企業(yè)強(qiáng)化技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化能力，進(jìn)而逐漸將反哺而來的技術(shù)轉(zhuǎn)化為成果，推動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升。當(dāng)西部地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出超過5.213時(shí)，其對(duì)西部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的積極影響增至最強(qiáng)。此外，對(duì)比三大地區(qū)各門檻區(qū)間的OFDI逆向技術(shù)溢出系數(shù)可知，隨著OFDI逆向技術(shù)溢出水平提升，對(duì)各地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響始終保持著“東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)”的顯著特征。

表7 東、中、西部地區(qū)面板門檻模型結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

文章基于全國省級(jí)層面的數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板固定效應(yīng)模型、空間計(jì)量模型、門檻回歸模型多維度實(shí)證檢驗(yàn)了OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響及其內(nèi)在機(jī)制。主要結(jié)論如下：第一，OFDI逆向技術(shù)溢出明顯促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升，技術(shù)創(chuàng)新已成為經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下企業(yè)強(qiáng)化核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑；第二，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的正向推動(dòng)作用過程中呈現(xiàn)出“邊際遞增”的非線性態(tài)勢(shì)，且OFDI逆向技術(shù)溢出自身水平顯著地影響了其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的作用效果；第三，中國OFDI逆向技術(shù)溢出展現(xiàn)出顯著的正向空間相關(guān)性，且對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響同樣存在正向空間溢出效應(yīng)。同時(shí)，R&D投入力度、城市化發(fā)展、區(qū)域?qū)ν忾_放程度及人力資本水平對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效提升存在積極的直接和間接效應(yīng)；第四，OFDI逆向技術(shù)溢出與不同地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效間的影響存在明顯差異，表現(xiàn)為東部地區(qū)＞中部地區(qū)＞西部地區(qū)。政策啟示如下：

第一，優(yōu)化對(duì)外投資結(jié)構(gòu)，充分釋放OFDI逆向技術(shù)溢出的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用。OFDI逆向技術(shù)溢出是“十四五”時(shí)期中國生產(chǎn)要素調(diào)配、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)鏈價(jià)值鏈優(yōu)化布局的重要手段。中國需不斷強(qiáng)化高技術(shù)尋求型OFDI占比，在簡(jiǎn)化外資審批的基礎(chǔ)上，強(qiáng)化對(duì)房地產(chǎn)、娛樂等特定行業(yè)投資監(jiān)管，抑制非理性對(duì)外投資。在投資區(qū)位選擇上，適當(dāng)增強(qiáng)對(duì)德國、日本等發(fā)達(dá)國家的投資力度，提高其逆向技術(shù)外溢效應(yīng)，助力區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效穩(wěn)步提升。

第二，探索跨區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新機(jī)制，構(gòu)建區(qū)域科技創(chuàng)新共同體。鑒于OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響存在正向空間溢出效應(yīng)，各地方政府有必要著手打造跨區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新機(jī)制，強(qiáng)化區(qū)域間創(chuàng)新聯(lián)動(dòng)，發(fā)揮OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)周邊區(qū)域的輻射功能。一方面，政府可推出產(chǎn)業(yè)跨區(qū)域合作相關(guān)利好政策，鼓勵(lì)企業(yè)交流合作，助推對(duì)外投資企業(yè)反哺回國的知識(shí)與技術(shù)在跨區(qū)域企業(yè)間流動(dòng)。另一方面，各地方政府可共同推進(jìn)具備區(qū)域牽引力的重大項(xiàng)目，落實(shí)國家重大戰(zhàn)略任務(wù)以及跨區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)作等項(xiàng)目，強(qiáng)化各地產(chǎn)業(yè)技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化，充分提高區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。

第三，因地制宜制定差異化OFDI政策，提升各地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出互補(bǔ)性及均衡性。鑒于中國東、中、西部三大地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距以及OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效影響的地區(qū)異質(zhì)性，政府應(yīng)結(jié)合各地區(qū)區(qū)位地理?xiàng)l件與產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀實(shí)施差異化OFDI政策。對(duì)東部地區(qū)而言，在保持其OFDI規(guī)模優(yōu)勢(shì)的基礎(chǔ)上，實(shí)施多元化、高端化的投資策略，反哺東部地區(qū)企業(yè)技術(shù)支持，提升整體區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效。對(duì)于中、西部地區(qū)，政府需積極把握“一帶一路”倡議推進(jìn)契機(jī)，持續(xù)加大OFDI投資力度。同時(shí)，重點(diǎn)提升技術(shù)吸收與轉(zhuǎn)化能力，加大研發(fā)投入力度，增強(qiáng)人力資本水平，構(gòu)建全面協(xié)調(diào)的創(chuàng)新發(fā)展格局。