我國OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究

陳麗珍 徐健

摘要：為檢驗近年來我國迅速增長的OFDI是否獲取了來自投資東道國的逆向技術(shù)溢出，本文運用我國2004-2010年30個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)和“國際R&D溢出模型”的動態(tài)形式，實證分析了我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。研究表明現(xiàn)階段OFDI傳導(dǎo)的國際R&D對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生了正向影響，但逆向技術(shù)溢出的產(chǎn)生有一定的時滯性；分區(qū)域的回歸結(jié)果表明OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在著較明顯的差異，東、中、西部OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)依次減弱；國內(nèi)R&D投入對全要素生產(chǎn)率的提升具有正向和負(fù)向的“雙重作用”。

關(guān)鍵詞：OFDI；逆向技術(shù)溢出；國際R&D

中圖分類號：F830.59 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B

隨著我國經(jīng)濟(jì)的崛起和“走出去”戰(zhàn)略的推出，中國企業(yè)的對外直接投資規(guī)模迅速擴(kuò)大。我國OFDI是否存在逆向技術(shù)溢出，溢出效應(yīng)如何？本文選取我國2004-2010年省際面板數(shù)據(jù)，實證分析我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，旨在對我國更好地實施“走出去”戰(zhàn)略、轉(zhuǎn)變投資方式，以及提升企業(yè)技術(shù)競爭力、帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進(jìn)步提供參考。

一、文獻(xiàn)回顧

內(nèi)生增長理論產(chǎn)生以來，國際技術(shù)溢出成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域的一個重要課題。由于近幾年我國對外投資的迅猛發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者也開始研究我國OFDI逆向技術(shù)溢出問題?？偟膩砜?，討論集中在OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性、影響因素和地區(qū)差異三方面。

（一） OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在性檢驗

趙偉、古廣東和何國慶（2006）分析了OFDI 與母國技術(shù)進(jìn)步的機(jī)理，并嘗試檢驗了OFDI 與我國技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國對外投資、尤其是對R&D 要素豐裕國家和地區(qū)的投資具有較為明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。白潔（2009）依據(jù)1985—2006年我國對14個主要國家和地區(qū)的對外直接投資數(shù)據(jù)，就逆向技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響作了實證分析，結(jié)果顯示對外直接投資產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出能夠?qū)θ厣a(chǎn)率產(chǎn)生積極影響，但在統(tǒng)計上不顯著。李梅、金照林（2011）利用我國2003-2008年的省際面板數(shù)據(jù)，檢驗了我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，實證研究結(jié)果表明現(xiàn)階段通過OFDI傳導(dǎo)的國際R&D 對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率均無顯著正向影響，對外投資的積極逆向溢出效應(yīng)還未顯現(xiàn)。

（二） OFDI逆向技術(shù)溢出的影響因素

歐陽艷艷（2010）從東道國的創(chuàng)新能力、國際技術(shù)傳遞渠道和中國的消化吸收能力方面，歸納出中國OFDI逆向技術(shù)溢出的10個影響因素，實證檢驗發(fā)現(xiàn)東道國的研發(fā)資本存量、人均國民收入和中國的GDP是影響中國OFDI逆向技術(shù)溢出的三大因素，真實匯率水平與我國OFDI逆向技術(shù)溢出負(fù)相關(guān)。闞大學(xué)（2010）選取了人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平三類度量逆向技術(shù)吸收能力的指標(biāo)，實證研究了我國東部、中部和西部地區(qū)的吸收能力對OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，東部地區(qū)制約OFDI逆向技術(shù)吸收能力的主要因素是人力資本，中部和西部地區(qū)制約OFDI逆向技術(shù)吸收能力的主要因素是經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平。

（三）有關(guān)OFDI逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異

李梅、柳士昌（2012）利用2003—2009年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用廣義矩估計方法（GMM）實證檢驗了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，研究結(jié)果表明OFDI逆向技術(shù)溢出存在明顯的地區(qū)差異，OFDI僅對東部地區(qū)的TFP、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率產(chǎn)生了顯著的正向影響，廣大中西部地區(qū)并未能從OFDI中獲得正面效應(yīng)。Bitzer 和Kerekes（2009）運用OECD17個國家1973-2001年產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)對OFDI逆向溢出效應(yīng)進(jìn)行了檢驗，發(fā)現(xiàn)平均而言O(shè)FDI對全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)，但國與國之間差異明顯，其中加拿大、德國、丹麥、西班牙、芬蘭、韓國等國的對外投資給母國全要素生產(chǎn)率帶來了顯著的負(fù)面影響，而法國、日本、波蘭、瑞典、捷克、英國卻獲得了OFDI 的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。張海波、俞佳根（2012）采用VAR 模型動態(tài)性地研究OFDI對母國的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，研究結(jié)論表明東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國（地區(qū)） OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)差異很大，韓國、泰國、馬來西亞OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)從長期看具有正效應(yīng)，但有滯后性，短期內(nèi)表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)；新加坡、印度尼西亞、菲律賓OFDI在多數(shù)時期均能產(chǎn)生較明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，僅在個別時期表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，但不顯著；香港表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，中國OFDI沒有產(chǎn)生明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

通過對上述文獻(xiàn)的梳理與回顧，不難看出學(xué)者們對OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的研究既存在共識也有分歧。且實證分析主要運用靜態(tài)回歸分析，而OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)具有動態(tài)性和滯后性，靜態(tài)分析顯然不能夠準(zhǔn)確地對其進(jìn)行研究。因此，本文嘗試運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

二、計量模型、數(shù)據(jù)處理和資料來源

（一） 逆向技術(shù)溢出機(jī)制的淺析

通常進(jìn)行OFDI的企業(yè)，特別是技術(shù)尋求型OFDI企業(yè)，相對國內(nèi)其他企業(yè)具有一定的技術(shù)優(yōu)勢，為了保持這種優(yōu)勢，這類企業(yè)具有較強(qiáng)的技術(shù)提升愿望，而開展OFDI正是提升技術(shù)的一個途徑，這種技術(shù)上的相對優(yōu)勢所帶來的市場地位將激勵該類企業(yè)不斷進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。首先，企業(yè)通過開展OFDI，建立R&D分支機(jī)構(gòu)。我國企業(yè)可以接近東道國的R&D資源，進(jìn)入所在產(chǎn)業(yè)高端技術(shù)集聚地，通過模仿示范、R&D合作、聯(lián)系效應(yīng)和人員流動等途徑，從東道國獲取先進(jìn)技術(shù)并進(jìn)行運用，再對外投資企業(yè)與國內(nèi)其它企業(yè)的競爭與合作會與處于同行業(yè)中的上下游企業(yè)和相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的企業(yè)產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)。這種關(guān)聯(lián)會對相關(guān)企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量、技術(shù)和性能提出更高要求，從而迫使這些企業(yè)努力提升自身技術(shù)水平。另外，對外投資企業(yè)的示范作用會使整個投資母國科技的發(fā)展實現(xiàn)良性循環(huán)，國內(nèi)企業(yè)紛紛效仿，或者增加國內(nèi)技術(shù)研發(fā)投入進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，或者開展積極有效的“走出去”戰(zhàn)略，不斷加強(qiáng)提高企業(yè)本身的技術(shù)含量和管理水平，全面帶動國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步，實現(xiàn)OFDI的逆向技術(shù)溢出。

由于發(fā)達(dá)國家的創(chuàng)新技術(shù)都是為自己量身定做的，這些本地化技術(shù)創(chuàng)新未必適宜于其他國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，特別是與其技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展或人力資本水平差距較大的國家。因此，如果對外投資母國和東道國的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展或人力資本水平差距過大，那么母國將不能有效地吸收國外的先進(jìn)技術(shù)，因而無法發(fā)揮對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的積極促進(jìn)作用。另外，對外投資還可能對國內(nèi)投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，在一定程度上抑制國內(nèi)企業(yè)研發(fā)活動和創(chuàng)新能力的提高，不利于國內(nèi)技術(shù)提升。

（二）計量模型

在設(shè)計計量模型時，本文沿用LP（2001）的思路，由于一國的技術(shù)進(jìn)步取決于本國R&D投入和國外R&D投入產(chǎn)生的知識溢出，采用以下模型進(jìn)行實證分析：

lnTFPkt=C+αlnSdkt+βlnSfkf+εkt[JY]（1）

其中k代表地區(qū)，t代表年份，TFP為全要素生產(chǎn)率， Sdkt代表國內(nèi)各地歷年R&D資本存量，Sfkt表示各地歷年通過對外投資獲得的國外R&D溢出，α和β分別代表國內(nèi)R&D投入和國外R&D投入對全要素生產(chǎn)率的影響。由于官方公布的國內(nèi)各?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）OFDI數(shù)據(jù)始于2003年，本文把研究區(qū)間定為2004-2010年。另外重慶數(shù)據(jù)并入四川，所以本文的樣本為30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）7年期的面板數(shù)據(jù)。

（三）數(shù)據(jù)處理和資料來源

1各省區(qū)全要素生產(chǎn)率TEPkt的測算。假定技術(shù)進(jìn)步是?？怂怪行缘?，采用二要素的C-D生產(chǎn)函數(shù)：Ykt=AktKαktLβkt。

其中Ykt是各省區(qū)在t年的產(chǎn)出，Akt代表各省區(qū)在t年的技術(shù)水平，這里定義其為各省區(qū)的全要素生產(chǎn)率。Kkt和Lkt分別表示各省區(qū)資本和勞動投入，α和β分別表示資本和勞動的產(chǎn)出彈性，假設(shè)規(guī)模報酬不變，即α+β=1，則有回歸方程：

ln（Ykt/Lkt）=lnAkt+αln（Kkt/Lkt）+εkt

用OLS進(jìn)行估計可得到α和β的數(shù)值，再根據(jù)TEPkt=Ykt/KαktLβkt即可測算出各省區(qū)全要素生產(chǎn)率。各省區(qū)的產(chǎn)出Y用GDP指數(shù)折算為2004年不變價格的實際GDP表示，勞動力L用各省區(qū)年末就業(yè)人數(shù)表示，資本存量K用永續(xù)盤存法估計，公式為：

Kt=It+（1-δ）Kt-1

其中Kt為t年的固定資本存量，It為t年的固定資本形成總額，用各省區(qū)的固定資產(chǎn)價格指數(shù)折算為2004年的不變價格，以上各數(shù)據(jù)均出自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。δ為資本折舊率參照張軍等（2004）研究中國省際物質(zhì)資本存量采取的96%的折舊率，基年各省區(qū)的固定資本存量如下確定：首先，根據(jù)張軍等（2004）的研究得到各省區(qū)2000年固定資本存量（2000年不變價格），再依據(jù)永續(xù)盤存法計算得到各省區(qū)2004年的固定資本存量。

2國內(nèi)各省區(qū)R&D資本存量Sdkt的確定。國內(nèi)各省區(qū)R&D資本存量Sdkt也用永續(xù)盤存法估計，公式為：Sdt=（1-δ）Sdt-1+RDt。

其中Sdt為t年的R&D存量，Sdkt為t年的實際R&D投入，折算為2004年的不變價格。δ為R&D資本存量的折舊率，按大多數(shù)學(xué)者的看法取5%。各省區(qū)歷年名義R&D支出數(shù)據(jù)從中國科技統(tǒng)計網(wǎng)的“中國主要科技指標(biāo)數(shù)據(jù)庫”獲取。由于該數(shù)據(jù)庫提供最早的各省區(qū)R&D支出始于2000年，為減少誤差，基年（2004）各省區(qū)R&D資本存量也追溯到2000年，計算公式：Sd2000=RDd2000/（g+δ）。

其中Sd2000為各省區(qū)2000年的R&D資本存量，RDd2000為各省區(qū)2000年實際R&D支出（2004年不變價格），g為各省區(qū)2000-2010年R&D支出的平均增長率，δ取5%。其余年份的R&D資本存量用永續(xù)盤存法估計，由此得到各省區(qū)2004-2010年R&D資本存量。

3各省區(qū)通過OFDI獲得的國外R&D溢出Sfkt的確定。首先，通過公式Sft=∑[DD（X]j[DD）]Sjt（OFDIjt/Yjt）計算我國通過OFDI獲得的國外R&D溢出Sft。其中Sjt是我國t年對外投資目標(biāo)國j的R&D資本存量，OFDIjt為我國t年對目標(biāo)國j的投資存量，Yjt為t年目標(biāo)國的GDP。根據(jù)我國對外投資的主要去向，結(jié)合各國（地區(qū)）R&D存量大小及數(shù)據(jù)的可獲性，選取了香港、澳大利亞、新加坡、美國、加拿大、德國、英國、法國、意大利、日本、韓國、瑞典、俄羅斯和南非共14個國家（地區(qū)）為樣本。

各國（地區(qū)）R&D資本存量Sjt的計算方法與國內(nèi)R&D資本存量Sdt相似，也用永續(xù)盤存法估計，相關(guān)數(shù)據(jù)也追溯到2000年。首先從世界銀行數(shù)據(jù)庫獲得各國（地區(qū)）2000—2010年R&D支出占GDP的比重和GDP數(shù)據(jù)，由此算出各國（地區(qū)）歷年R&D支出。然后按國內(nèi)R&D資本存量Sdt的計算方法計算各國（地區(qū)）2000年R&D資本存量，再用永續(xù)盤存法計算得出各國（地區(qū)）2004—2010年R&D資本存量。我國2004—2010年對各目標(biāo)國（地區(qū)）[JP2]的投資存量OFDIjt來源于2010年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。各國（地區(qū)）2004—2010年GDP數(shù)據(jù)Yjt來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。國內(nèi)各省區(qū)通過OFDI獲得的國外R&D溢出Sfkt通過公式Sfkt=Sft（OFDIkt/∑[DD（X]k[DD）]OFDIkt）計算得出。[JP]

三、實證分析

運用面板模型進(jìn)行回歸時，需對模型形式設(shè)定做出選擇。豪斯曼檢驗結(jié)果顯示固定效應(yīng)變截距的形式是較為合理的。為消除截面異方差問題，在Eviews 60 中選擇廣義最小二乘估計。在采用模型（1）進(jìn)行實證分析時，考慮到解釋變量對因變量起作用時的時間滯后性，即國內(nèi)R&D資本存量和通過OFDI獲取的國外R&D資本，需要經(jīng)過一段時間才能完全對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率起作用。因此，經(jīng)過調(diào)試，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了解釋變量的滯后一期變量，于是有模型（2）：

lnTFPkt=C+α0lnSdkt+α1lnSdk，t-1+β0lnSfkt+β1lnSfk，t-1+εkt[JY]（2）

另外，為考察各地區(qū)OFDI逆向技術(shù)溢出的差異，在估計全國30個樣本的基礎(chǔ)上分東、中、西三大區(qū)域?qū)Ρ确治龈鲄^(qū)域的回歸結(jié)果。其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、[JP2]甘肅、青海、寧夏和新疆。各地區(qū)的回歸都給出了回歸殘差的單位根檢驗結(jié)果，以進(jìn)一步驗證模型的設(shè)置是否合理，回歸結(jié)果如表1所示。[JP]

（一） 全國樣本的回歸結(jié)果分析

全國樣本的回歸結(jié)果顯示，國內(nèi)R&D投入當(dāng)期和下一期對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)分別為03984和-04822。說明國內(nèi)R&D投入當(dāng)期會促進(jìn)國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提高，但下一期會在更大程度上抑制國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提高。這表明國內(nèi)R&D投入并沒有持續(xù)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，這種促進(jìn)作用是短期的。長期來看，抑制作用似乎更為明顯。通過OFDI傳導(dǎo)的國際R&D當(dāng)期對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)不顯著，但下一期卻有顯著的正向影響，影響系數(shù)為00194。這表明了我國對外直接投資的卻獲取了積極的逆向技術(shù)溢出，但是這種溢出效應(yīng)在當(dāng)期可能并不顯著，一段時間過后其積極效應(yīng)會慢慢顯現(xiàn)。另外，從模型的回歸效果來看，R2和F值都較大，DW值接近2，表明總體回歸效果很好。三種方法的面板殘差單位根檢驗也都顯示平穩(wěn)，表明模型的設(shè)定比較合理。

（二）分區(qū)域的回歸結(jié)果分析

分區(qū)域回歸的結(jié)果顯示東、中、西部R&D投入當(dāng)期對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率均有正向影響，中部的當(dāng)期影響系數(shù)最大，為04576，然后是西部的03222，東部最小，為02941；但其下一期的影響系數(shù)均為負(fù)，東、中、西部分別為-04273、-05056和-03041，且東部和中部的下期負(fù)向影響均超過當(dāng)期的正向影響。這個結(jié)論與全國樣本的回歸結(jié)果是一致的，表明國內(nèi)R&D投入雖然在當(dāng)期促進(jìn)了國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提高，但在下期卻又顯著地抑制了其提高。二期之和東、中、西部的影響系數(shù)分別為-01296、-0048和00181。這表明從國內(nèi)R&D投入對全要素生產(chǎn)率所起的促進(jìn)作用來看，東、中、西部呈現(xiàn)遞增的趨勢。這些結(jié)論值得人們反思：國內(nèi)每年大量的R&D經(jīng)費支出是否達(dá)到了預(yù)期的效果？R&D經(jīng)費支出比中西部大得多的東部為何對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用反而不及中西部？其中很大的一個原因可能在于R&D經(jīng)費的利用效率不高，特別是東部，如研發(fā)資源配置不夠合理，科技人員的研發(fā)效率還不高。

OFDI傳導(dǎo)的國際R&D對東、中、西部全要素生產(chǎn)率影響的差異很大。從當(dāng)期影響來看，東部有顯著的負(fù)向影響，影響系數(shù)為-00181，中部有顯著的正向影響，影響系數(shù)為00159，西部的影響系數(shù)不顯著；而OFDI傳導(dǎo)的國際R&D對中、西部全要素生產(chǎn)率的下一期影響系數(shù)均不顯著，但東部有顯著的正向影響，影響系數(shù)達(dá)到了00515。結(jié)合二期影響來看，發(fā)現(xiàn)OFDI傳導(dǎo)的國際R&D對東部的正向影響最大，雖然其當(dāng)期有一定的負(fù)向影響，但在下期得到了較大的“補(bǔ)償”，獲得了更大的顯著正向效應(yīng)。其次是中部，當(dāng)期有一定的正向影響，下期影響系數(shù)不顯著。最后是西部，其二期影響系數(shù)均不顯著。東部的回歸結(jié)果和全國樣本的回歸結(jié)果有些相似：當(dāng)期并無較顯著的正向影響，但在下期有較顯著的正向影響。

OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在東、中、西部依次減弱，可能與它們的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人力資本水平相關(guān)。東部地區(qū)的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人力資本水平相對較高，技術(shù)吸收能力較強(qiáng)，因而技術(shù)溢出效應(yīng)相對顯著；[JP2]而中、西部技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人力資本水平相對較低，技術(shù)吸收能力相對較弱，因而技術(shù)溢出效應(yīng)相對顯著。從三大區(qū)域的回歸效果來看，R2和F值都較大，面板殘差單位根檢驗也都顯示平穩(wěn)，表明模型的設(shè)定和回歸效果都很理想。[JP]

四、 結(jié)論與啟示

通過以上分析可以得出如下結(jié)論與啟示：

1.2004年以來，我國OFDI具有積極的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，這一點不論是在全國樣本的回歸結(jié)果還是在分區(qū)域的回歸結(jié)果中都得到了驗證。當(dāng)期的溢出效應(yīng)可能并不顯著，但在下期通常會有較顯著的逆向技術(shù)技術(shù)溢出，表明OFDI逆向技術(shù)溢出的時滯性。另外，我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)還不夠大，這可能與我國技術(shù)型OFDI的規(guī)模還不夠大，且與發(fā)達(dá)國家的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展或人力資本水平等指標(biāo)差距過大有關(guān)，導(dǎo)致技術(shù)獲取和吸收能力受限。因此，我國鼓勵國內(nèi)優(yōu)秀企業(yè)充分利用科技全球化的契機(jī)，通過在國外設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)或并購擁有核心技術(shù)的企業(yè)來整合全球資源，獲取國外先進(jìn)技術(shù)。另外政府要在政策上有所調(diào)整，在鼓勵擴(kuò)大OFDI規(guī)模的同時注重提高技術(shù)獲取型OFDI的比重，尤其應(yīng)當(dāng)提高對研發(fā)資本存量豐富的國家和地區(qū)的OFDI比重以及對高新技術(shù)行業(yè)的投資比重。同時也應(yīng)努力提升國內(nèi)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境以加強(qiáng)技術(shù)吸收能力。

2.分地區(qū)的回歸結(jié)果表明我國各地區(qū)OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在很大的差異性，東、中、西部OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)呈現(xiàn)出依次減弱的特征，這也再次讓人們猜測OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)可能與原始投資地的技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展或人力資本水平等指標(biāo)相關(guān)。東、中和西部地區(qū)在技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人力資本水平上依次降低，導(dǎo)致技術(shù)吸收能力依次降低，因而技術(shù)溢出效應(yīng)依次減弱。因此，我國應(yīng)采取差異化的政策措施，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、吸收能力較強(qiáng)的東部地區(qū)，應(yīng)鼓勵和支持其擴(kuò)大對外投資的步伐，以獲取更大的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，而對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較落后、吸收能力較低的中西部地區(qū)則應(yīng)以培養(yǎng)吸收能力為主。

3.國內(nèi)R&D投入對全要素生產(chǎn)率具有“雙重影響”。國內(nèi)R&D投入當(dāng)期會顯著促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，但在下期會在較大程度上抑制全要素生產(chǎn)率的提高，且東、中、西部R&D投入對全要素生產(chǎn)率所起的促進(jìn)作用呈現(xiàn)遞增的趨勢，這與它們各自所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不相適應(yīng)。原因可能是一方面與它們R&D資源的利用效率有關(guān)，另一方面東部的全要素生產(chǎn)率已經(jīng)達(dá)到了一個較高的水平，再多的R&D投入對其提升作用有限，而中西部的全要素生產(chǎn)率還有很大的提升空間，因而R&D投入對其提升作用更為明顯。因此，政府和企業(yè)在擴(kuò)大R&D投入規(guī)模的同時要注重合理分配R&D資源，提高科技人員的研發(fā)效率，特別是全要素生產(chǎn)率水平已經(jīng)相對較高的東部地區(qū)，提高R&D資源利用效率顯得尤為重要，而對于全要素生產(chǎn)率水平相對較低的中西部地區(qū)，可以適當(dāng)擴(kuò)大大R&D投入比重以進(jìn)一步顯著提升其全要素生產(chǎn)率，縮小與東部的技術(shù)差距。

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