中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出區(qū)域差異與門檻效應(yīng)研究

姜亞鵬　付雨果　姜玉梅

摘要：出于均衡利用對(duì)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(guó)對(duì)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(dòng)態(tài)面板模型GMM檢驗(yàn)顯示：中國(guó)對(duì)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(guò)拓展的Borensztein門檻模型檢驗(yàn)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(chǎng)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(jìn)一步支持吸收能力較強(qiáng)省份對(duì)研發(fā)資本存量較高的發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行技術(shù)尋求型投資外，還應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步深化中、西部對(duì)外開放，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本積累，以便早日越過(guò)“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

關(guān)鍵詞：對(duì)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(hào)：F74617 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1671-1254（2014）04-0042-10

技術(shù)進(jìn)步是內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉，創(chuàng)新能力已成為企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的核心部分?！吨袊?guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)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(jìn)消化和吸收再創(chuàng)新。

開放條件下企業(yè)技術(shù)進(jìn)步不僅依賴于國(guó)內(nèi)R&D資本，而且有賴于國(guó)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(dòng)帶來(lái)的非物化技術(shù)溢出及貨物貿(mào)易和資本流動(dòng)帶來(lái)的物化技術(shù)溢出（Keller， 2004）。進(jìn)入21世紀(jì)，全球范圍的技術(shù)變革促使資產(chǎn)尋求型對(duì)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(dòng)提供了機(jī)遇，活躍的金融市場(chǎng)為跨國(guó)投資提供了便利[2]，蔓延至今的2007年全球金融危機(jī)所帶來(lái)的市場(chǎng)整合則為企業(yè)提供了全球技術(shù)尋求的實(shí)現(xiàn)路徑。

引進(jìn)外資與對(duì)外直接投資對(duì)于中國(guó)技術(shù)進(jìn)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(guó)際貿(mào)易和引進(jìn)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(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出則被關(guān)注的較少，其現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)在于中國(guó)數(shù)十年對(duì)外開放的政策重心——引進(jìn)外資與出口替代。源于Hirschman（1952）三缺口模型的發(fā)展中國(guó)家“以市場(chǎng)換技術(shù)”政策在多大程度上能夠獲得發(fā)達(dá)國(guó)家的核心技術(shù)尚有待確認(rèn)，這也是最近引進(jìn)外資領(lǐng)域中關(guān)于數(shù)量與質(zhì)量爭(zhēng)論的核心。目前，爭(zhēng)論可以確定的是即使引進(jìn)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(dá)國(guó)家轉(zhuǎn)移給發(fā)展中國(guó)家的多為已經(jīng)或即將處于比較劣勢(shì)的夕陽(yáng)產(chǎn)業(yè)，加之外來(lái)企業(yè)對(duì)技術(shù)在東道國(guó)本地化的謹(jǐn)慎態(tài)度，因而很難說(shuō)引進(jìn)外資技術(shù)含金量會(huì)很高。

采用“拿來(lái)主義”，主動(dòng)出擊到國(guó)際市場(chǎng)獲取先進(jìn)技術(shù)，可能在一定程度上替代“以市場(chǎng)換技術(shù)”的引資行為。中國(guó)推出“走出去”戰(zhàn)略的預(yù)期之一就是希望借助對(duì)外直接投資促進(jìn)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與技術(shù)提升[3]。事實(shí)上，中國(guó)正處于從“吸引外資為主對(duì)外投資為輔”向“國(guó)際雙向投資”過(guò)渡階段，中國(guó)目前已不再是Chenery等（1966）雙缺口模型中所描述發(fā)展中國(guó)家既缺儲(chǔ)蓄又缺外匯的狀況。2012年末，中國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄達(dá)40萬(wàn)億人民幣，外匯儲(chǔ)備達(dá)32萬(wàn)億美元，在儲(chǔ)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(xiàn)綜述

既有研究集中在對(duì)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(duì)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(jìn)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(xiàn)提及對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出（Alexander，1986；Harris等，1991）。這些研究強(qiáng)調(diào)對(duì)于知識(shí)豐富國(guó)家的直接投資可以通過(guò)技術(shù)擴(kuò)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(guó)獲得技術(shù)溢出。近來(lái)國(guó)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(guó)家企業(yè)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家投資是一種學(xué)習(xí)型OFDI（冼國(guó)明，1998），是利用國(guó)外研發(fā)資本的有效形式（江小娟，2000；茹玉驄，2004），可以利用對(duì)外直接投資的單向與雙向擴(kuò)散效應(yīng)實(shí)現(xiàn)國(guó)際間技術(shù)擴(kuò)散（張巖貴等，2003；劉偉全，2011），但也存在不一致的觀點(diǎn)。首創(chuàng)“知識(shí)資本”概念的Carr（1998）就提出活動(dòng)相對(duì)獨(dú)立海外子公司可能對(duì)母公司產(chǎn)生替代，進(jìn)而影響國(guó)內(nèi)技術(shù)密集度。Braconier等（2002）與Head等（2002）亦提出對(duì)高收入國(guó)家的投資會(huì)導(dǎo)致母國(guó)技術(shù)水平下降。

不一致的結(jié)論引發(fā)了經(jīng)驗(yàn)分析的熱情。在Feder（1983）關(guān)于貿(mào)易技術(shù)溢出檢驗(yàn)的啟發(fā)下，Kogut等（1991）較早檢驗(yàn)了對(duì)外直接投資技術(shù)溢出的存在性，其對(duì)1976至1987年間日本企業(yè)對(duì)美國(guó)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(guó)企業(yè)時(shí)，更是強(qiáng)調(diào)采取并購(gòu)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(guó)企業(yè)在研發(fā)密集行業(yè)的集聚。然而，不一致實(shí)證結(jié)論依然存在。Vahter等（2005）對(duì)愛沙尼亞企業(yè)的觀察、Bitzer等（2009）對(duì)17個(gè)OECD國(guó)家的分析及Lee（2006）對(duì)16個(gè)OECD國(guó)家的研究都強(qiáng)調(diào)：沒有證據(jù)支持OFDI對(duì)母國(guó)生產(chǎn)效率產(chǎn)生幫助。

[JP2]值得注意的是，盡管Kogut等（1991）在國(guó)際技術(shù)溢出方面做出了開創(chuàng)性貢獻(xiàn)，但其模型未考慮對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的物理基礎(chǔ)——國(guó)外研發(fā)資本的影響。最先引入國(guó)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(guó)等22個(gè)國(guó)家1971至1990年間數(shù)據(jù)的觀察發(fā)現(xiàn)，對(duì)R&D密集國(guó)家的投資以0072的彈性顯著提高了母國(guó)生產(chǎn)率。其后學(xué)者運(yùn)用C-H模型亦得到類似結(jié)論。

以上檢驗(yàn)結(jié)論雖然存在差異，但基本上都強(qiáng)調(diào)針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的OFDI可能對(duì)母國(guó)產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出，并勾畫出“技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資——子公司企業(yè)技術(shù)提升——母公司技術(shù)進(jìn)步——母國(guó)技術(shù)進(jìn)步”的可能路徑。

2國(guó)內(nèi)研究。實(shí)證方面，國(guó)內(nèi)研究多關(guān)注了OFDI對(duì)全要素生產(chǎn)率（TFP）的影響，強(qiáng)調(diào)資本輸出通過(guò)減少研發(fā)成本、母子公司互動(dòng)及技術(shù)轉(zhuǎn)移等途徑幫助提升母國(guó)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(wú)論結(jié)論是否一致，對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)都為發(fā)展中國(guó)家對(duì)外直接投資動(dòng)因提供了一個(gè)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(guò)資本輸出接近國(guó)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(duì)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(xiàn)多關(guān)注了貿(mào)易和引進(jìn)外資技術(shù)溢出的影響因素，而關(guān)于對(duì)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(qiáng)調(diào)對(duì)外直接投資是受到東道國(guó)和母國(guó)諸多因素影響的引致溢出，東道國(guó)經(jīng)濟(jì)達(dá)到一定水平后才能有效吸收外來(lái)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(zhǎng)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(qiáng)調(diào)，人力資本決定了吸收能力的絕對(duì)值，它不僅作為投入要素進(jìn)入方程，還促進(jìn)企業(yè)對(duì)外來(lái)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(duì)不同技術(shù)差距的外來(lái)技術(shù)，接收方技術(shù)吸收效果不同。

實(shí)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(duì)工業(yè)化國(guó)家樣本觀察發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)與母國(guó)國(guó)內(nèi)研發(fā)投入呈正相關(guān)。汪斌（2007）對(duì)1991至2006年中國(guó)省際數(shù)據(jù)的GMM檢驗(yàn)顯示，OFDI與專利申請(qǐng)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(lái)中國(guó)OFDI對(duì)國(guó)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(jì)的研究發(fā)現(xiàn)人力資本是決定中國(guó)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(yáng)艷艷（2010）亦得出類似結(jié)論。但Herzer（2010）對(duì)1980至2005年33個(gè)發(fā)展中國(guó)家的觀察卻發(fā)現(xiàn)，OFDI逆向技術(shù)溢出與母國(guó)人力資本、金融發(fā)展和貿(mào)易開放度無(wú)顯著關(guān)聯(lián)，甚至與母國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)監(jiān)管負(fù)相關(guān)[5]。周春應(yīng)（2009）發(fā)現(xiàn)R&D經(jīng)費(fèi)投入、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等未起到促進(jìn)作用[6]。

雖然結(jié)論不一致，但可以肯定的是，對(duì)外直接投資與引進(jìn)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(jìn)一步拓展對(duì)于不同門檻因素的認(rèn)識(shí)。

（三）研究現(xiàn)狀評(píng)價(jià)

目前研究已超越傳統(tǒng)增長(zhǎng)理論對(duì)理論模型的關(guān)注，而集中于經(jīng)驗(yàn)分析。大量研究運(yùn)用不同方法，從不同視角對(duì)宏觀、中觀與微觀現(xiàn)實(shí)進(jìn)行了檢驗(yàn)，試圖證偽、驗(yàn)證或創(chuàng)新傳統(tǒng)增長(zhǎng)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(yàn)使我們關(guān)于OFDI逆向技術(shù)溢出的認(rèn)識(shí)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(duì)中國(guó)OFDI的整體觀察，僅見的細(xì)分研究也是依照東、中、西部進(jìn)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(shí)效性不足，較少考慮2007全球金融危機(jī)對(duì)全球資本流動(dòng)的影響，而這一影響可能很重要；四是既有研究多從OFDI對(duì)TFP影響出發(fā)，而對(duì)知識(shí)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(jì)上不顯著的缺憾使得結(jié)論值得商榷。

本文從實(shí)證出發(fā)，針對(duì)知識(shí)成果產(chǎn)出，運(yùn)用信息量更大的省際面板數(shù)據(jù)，在考慮經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響的時(shí)間維度上，檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)溢出的存在性與省際差異，進(jìn)而深入討論造成區(qū)域差異的各類門檻因素。

二、中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資溢出效應(yīng)存在性檢驗(yàn)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(guò)借鑒Coea和Helpman（1995）的國(guó)際研發(fā)資本技術(shù)溢出模型構(gòu)建檢驗(yàn)?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(dòng)型增長(zhǎng)模型拓展而來(lái)。C-H模型詳見式（1）：

所有數(shù)據(jù)均以人民幣計(jì)，并在以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)及固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)去除各變量通脹因素后取對(duì)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(jì)結(jié)果未予匯報(bào)，但備索。

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

1對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出存在性檢驗(yàn)。通過(guò)逐步回歸擇優(yōu)得出檢驗(yàn)結(jié)果見表1。廣義矩估計(jì)的有效性依賴于工具變量的有效性?？梢钥吹?，SARGN檢驗(yàn)P值較大，說(shuō)明GMM檢驗(yàn)中的工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，AR（2）的P值表明差分后殘差無(wú)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(yàn)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(shí)，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(jì)結(jié)果值得信賴。

由表2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：檢驗(yàn)過(guò)程從模型（1）到模型（3）。我們首先運(yùn)用PAT對(duì)DRD進(jìn)行回歸，接著加入ORD考察國(guó)外研發(fā)資本對(duì)于資本輸出國(guó)技術(shù)進(jìn)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(guó)內(nèi)DRD對(duì)PAT起正向作用。模型2顯示國(guó)外研發(fā)資本以0082537的彈性對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著積極影響。值得注意的是，通過(guò)對(duì)外直接投資引入國(guó)外研發(fā)資本作用后，國(guó)內(nèi)研發(fā)資本對(duì)于技術(shù)進(jìn)步的影響彈性從0890442增長(zhǎng)到了0943193，且調(diào)整后可決系數(shù)有了顯著提高，說(shuō)明國(guó)外研發(fā)資本的考慮對(duì)國(guó)內(nèi)研發(fā)資本的科技貢獻(xiàn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著幫助。所有3個(gè)模型中ORD彈性系數(shù)均為正，這直接顯示了對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的存在。值得注意的是，伴隨國(guó)內(nèi)吸收能力變量的引入，ORD彈性系數(shù)有所減小，這強(qiáng)調(diào)了吸收能力在技術(shù)進(jìn)步中的作用，提醒我們進(jìn)一步考察吸收能力的作用。

（二）對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異分析

考慮到中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模東多西少的結(jié)構(gòu)特征，我們猜測(cè)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(yàn)結(jié)果顯示：中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異顯著。北京等19個(gè)省份出現(xiàn)顯著對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢，占所有檢驗(yàn)樣本的6552%。其中，83%的東部省份

中國(guó)東、中、西部地區(qū)劃分如下：1986年全國(guó)人大六屆四次會(huì)議出臺(tái)的“七五”計(jì)劃將中國(guó)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(gè)?。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(gè)?。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(gè)?。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(gè)，而2000年國(guó)家西部大開發(fā)優(yōu)惠政策出臺(tái)時(shí)，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(dá)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(dá)到03外其余均較低；56%的西部省份溢出為正，其中新疆達(dá)到了0521062，其余均較低。

數(shù)據(jù)顯示：東部省份對(duì)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(dá)地區(qū)，這顯然印證了文獻(xiàn)回顧中關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定OFDI逆向技術(shù)溢出的觀點(diǎn)。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(jì)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(duì)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(guò)門檻的省份能較好吸收對(duì)外直接投資的溢出技術(shù)，未越過(guò)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(jìn)一步進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

三、中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢門檻特征分析

依據(jù)增長(zhǎng)理論演變歷程，本文選擇檢驗(yàn)以下幾項(xiàng)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(qiáng)度來(lái)衡量；其二，人力資本積累HUM計(jì)算方法同前；其三，金融發(fā)展水平LOA以金融機(jī)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(dòng)生產(chǎn)率與國(guó)外勞動(dòng)生產(chǎn)率比值衡量，其中各省勞動(dòng)生產(chǎn)率以GDP除以該省就業(yè)人口數(shù)衡量；其五，市場(chǎng)發(fā)育程度PRI以各省（市、自治區(qū)）非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額比重來(lái)度量；其六，開放程度TRA以各省份進(jìn)出口總額占該地區(qū)GDP比重衡量；其七，經(jīng)濟(jì)自由度ECO以各省份外商投資企業(yè)進(jìn)口額占該地區(qū)進(jìn)口總額比重衡量，反映當(dāng)?shù)卣畬?duì)外商投資企業(yè)的干預(yù)程度。以上數(shù)據(jù)來(lái)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(yàn)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(guò)對(duì)外直接投資利用的海外研發(fā)資本存量的交叉項(xiàng)。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(jìn)資本輸出國(guó)技術(shù)水平提升。各交叉項(xiàng)彈性系數(shù)都顯著為正，進(jìn)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(guò)門檻的省份很少。其中：國(guó)內(nèi)研發(fā)強(qiáng)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(dòng)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(jì)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(chǎng)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(guò)了門檻的北京沒有通過(guò)經(jīng)濟(jì)自由度門檻，其原因可能在于數(shù)據(jù)采集，由于大量國(guó)有企業(yè)將總部設(shè)在北京，這在統(tǒng)計(jì)上帶來(lái)了國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)主體中占較顯著比重的特征。

四、研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論〖HTSS〗

1中國(guó)對(duì)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(duì)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(duì)于本土的技術(shù)發(fā)展還帶來(lái)了顯著負(fù)向沖擊。

2對(duì)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(xiàn)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(dòng)生產(chǎn)率、市場(chǎng)發(fā)育程度、開放程度、經(jīng)濟(jì)自由度亦在一定程度上影響著對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，越過(guò)這些門檻的省份對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)較顯著，而未能越過(guò)這些門檻的省份溢出效應(yīng)則較弱。

（二）對(duì)策建議〖HTSS〗

上述結(jié)論啟示我們，促進(jìn)各區(qū)域均衡利用對(duì)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(jì)差距。

1從地方政府看，經(jīng)濟(jì)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(qiáng)化人力資本積累，促進(jìn)金融發(fā)展及多元化市場(chǎng)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(qiáng)建設(shè)。

2從中央政府看，應(yīng)針對(duì)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(jì)發(fā)展水平較高、吸收能力較強(qiáng)的省份針對(duì)研發(fā)資本存量較高的北美、歐盟等發(fā)達(dá)國(guó)家實(shí)施技術(shù)尋求型直接投資，通過(guò)技術(shù)獲取、組織學(xué)習(xí)與逆向技術(shù)溢出帶動(dòng)母國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；另一方面，完善金融市場(chǎng)體制，進(jìn)一步深化中、西部對(duì)外開放，鼓勵(lì)處于東北亞經(jīng)濟(jì)圈的東北、新疆等地區(qū)加強(qiáng)與俄、日、韓的經(jīng)濟(jì)合作，鼓勵(lì)西南地區(qū)投資東盟地區(qū)，促其早日越過(guò)“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉凱敏，朱鐘棣.我國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 亞太經(jīng)濟(jì)，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(guó)技術(shù)進(jìn)步：機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J]. 管理世界，2006（7）： 53-60.

[4]劉明霞. 中國(guó)對(duì)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(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，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(duì)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(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，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(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力——基于對(duì)1995-2004年28個(gè)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(jì)研究， 2007（4）： 14-36.

[9] 李梅，柳士昌. 對(duì)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(guó)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(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異分析

考慮到中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模東多西少的結(jié)構(gòu)特征，我們猜測(cè)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(yàn)結(jié)果顯示：中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異顯著。北京等19個(gè)省份出現(xiàn)顯著對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢，占所有檢驗(yàn)樣本的6552%。其中，83%的東部省份

中國(guó)東、中、西部地區(qū)劃分如下：1986年全國(guó)人大六屆四次會(huì)議出臺(tái)的“七五”計(jì)劃將中國(guó)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(gè)省（市）；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(gè)?。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(gè)?。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(gè)，而2000年國(guó)家西部大開發(fā)優(yōu)惠政策出臺(tái)時(shí)，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(dá)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(dá)到03外其余均較低；56%的西部省份溢出為正，其中新疆達(dá)到了0521062，其余均較低。

數(shù)據(jù)顯示：東部省份對(duì)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(dá)地區(qū)，這顯然印證了文獻(xiàn)回顧中關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定OFDI逆向技術(shù)溢出的觀點(diǎn)。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(jì)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(duì)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(guò)門檻的省份能較好吸收對(duì)外直接投資的溢出技術(shù)，未越過(guò)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(jìn)一步進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

三、中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢門檻特征分析

依據(jù)增長(zhǎng)理論演變歷程，本文選擇檢驗(yàn)以下幾項(xiàng)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(qiáng)度來(lái)衡量；其二，人力資本積累HUM計(jì)算方法同前；其三，金融發(fā)展水平LOA以金融機(jī)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(dòng)生產(chǎn)率與國(guó)外勞動(dòng)生產(chǎn)率比值衡量，其中各省勞動(dòng)生產(chǎn)率以GDP除以該省就業(yè)人口數(shù)衡量；其五，市場(chǎng)發(fā)育程度PRI以各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額比重來(lái)度量；其六，開放程度TRA以各省份進(jìn)出口總額占該地區(qū)GDP比重衡量；其七，經(jīng)濟(jì)自由度ECO以各省份外商投資企業(yè)進(jìn)口額占該地區(qū)進(jìn)口總額比重衡量，反映當(dāng)?shù)卣畬?duì)外商投資企業(yè)的干預(yù)程度。以上數(shù)據(jù)來(lái)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(yàn)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(guò)對(duì)外直接投資利用的海外研發(fā)資本存量的交叉項(xiàng)。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(jìn)資本輸出國(guó)技術(shù)水平提升。各交叉項(xiàng)彈性系數(shù)都顯著為正，進(jìn)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(guò)門檻的省份很少。其中：國(guó)內(nèi)研發(fā)強(qiáng)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(dòng)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(jì)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(chǎng)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(guò)了門檻的北京沒有通過(guò)經(jīng)濟(jì)自由度門檻，其原因可能在于數(shù)據(jù)采集，由于大量國(guó)有企業(yè)將總部設(shè)在北京，這在統(tǒng)計(jì)上帶來(lái)了國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)主體中占較顯著比重的特征。

四、研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論〖HTSS〗

1中國(guó)對(duì)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(duì)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(duì)于本土的技術(shù)發(fā)展還帶來(lái)了顯著負(fù)向沖擊。

2對(duì)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(xiàn)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(dòng)生產(chǎn)率、市場(chǎng)發(fā)育程度、開放程度、經(jīng)濟(jì)自由度亦在一定程度上影響著對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，越過(guò)這些門檻的省份對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)較顯著，而未能越過(guò)這些門檻的省份溢出效應(yīng)則較弱。

（二）對(duì)策建議〖HTSS〗

上述結(jié)論啟示我們，促進(jìn)各區(qū)域均衡利用對(duì)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(jì)差距。

1從地方政府看，經(jīng)濟(jì)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(qiáng)化人力資本積累，促進(jìn)金融發(fā)展及多元化市場(chǎng)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(qiáng)建設(shè)。

2從中央政府看，應(yīng)針對(duì)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(jì)發(fā)展水平較高、吸收能力較強(qiáng)的省份針對(duì)研發(fā)資本存量較高的北美、歐盟等發(fā)達(dá)國(guó)家實(shí)施技術(shù)尋求型直接投資，通過(guò)技術(shù)獲取、組織學(xué)習(xí)與逆向技術(shù)溢出帶動(dòng)母國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；另一方面，完善金融市場(chǎng)體制，進(jìn)一步深化中、西部對(duì)外開放，鼓勵(lì)處于東北亞經(jīng)濟(jì)圈的東北、新疆等地區(qū)加強(qiáng)與俄、日、韓的經(jīng)濟(jì)合作，鼓勵(lì)西南地區(qū)投資東盟地區(qū)，促其早日越過(guò)“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉凱敏，朱鐘棣.我國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 亞太經(jīng)濟(jì)，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(guó)技術(shù)進(jìn)步：機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J]. 管理世界，2006（7）： 53-60.

[4]劉明霞. 中國(guó)對(duì)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(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，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(duì)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(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，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(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力——基于對(duì)1995-2004年28個(gè)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(jì)研究， 2007（4）： 14-36.

[9] 李梅，柳士昌. 對(duì)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(guó)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(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異分析

考慮到中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模東多西少的結(jié)構(gòu)特征，我們猜測(cè)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(yàn)結(jié)果顯示：中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出省際差異顯著。北京等19個(gè)省份出現(xiàn)顯著對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢，占所有檢驗(yàn)樣本的6552%。其中，83%的東部省份

中國(guó)東、中、西部地區(qū)劃分如下：1986年全國(guó)人大六屆四次會(huì)議出臺(tái)的“七五”計(jì)劃將中國(guó)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(gè)省（市）；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(gè)?。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(gè)?。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(gè)，而2000年國(guó)家西部大開發(fā)優(yōu)惠政策出臺(tái)時(shí)，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(dá)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(dá)到03外其余均較低；56%的西部省份溢出為正，其中新疆達(dá)到了0521062，其余均較低。

數(shù)據(jù)顯示：東部省份對(duì)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(dá)地區(qū)，這顯然印證了文獻(xiàn)回顧中關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定OFDI逆向技術(shù)溢出的觀點(diǎn)。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(jì)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(duì)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(guò)門檻的省份能較好吸收對(duì)外直接投資的溢出技術(shù)，未越過(guò)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(jìn)一步進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

三、中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢門檻特征分析

依據(jù)增長(zhǎng)理論演變歷程，本文選擇檢驗(yàn)以下幾項(xiàng)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(qiáng)度來(lái)衡量；其二，人力資本積累HUM計(jì)算方法同前；其三，金融發(fā)展水平LOA以金融機(jī)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(dòng)生產(chǎn)率與國(guó)外勞動(dòng)生產(chǎn)率比值衡量，其中各省勞動(dòng)生產(chǎn)率以GDP除以該省就業(yè)人口數(shù)衡量；其五，市場(chǎng)發(fā)育程度PRI以各?。ㄊ?、自治區(qū)）非國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額占全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額比重來(lái)度量；其六，開放程度TRA以各省份進(jìn)出口總額占該地區(qū)GDP比重衡量；其七，經(jīng)濟(jì)自由度ECO以各省份外商投資企業(yè)進(jìn)口額占該地區(qū)進(jìn)口總額比重衡量，反映當(dāng)?shù)卣畬?duì)外商投資企業(yè)的干預(yù)程度。以上數(shù)據(jù)來(lái)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(yàn)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(guò)對(duì)外直接投資利用的海外研發(fā)資本存量的交叉項(xiàng)。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(jìn)資本輸出國(guó)技術(shù)水平提升。各交叉項(xiàng)彈性系數(shù)都顯著為正，進(jìn)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(guò)門檻的省份很少。其中：國(guó)內(nèi)研發(fā)強(qiáng)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(dòng)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(jì)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(chǎng)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(guò)了門檻的北京沒有通過(guò)經(jīng)濟(jì)自由度門檻，其原因可能在于數(shù)據(jù)采集，由于大量國(guó)有企業(yè)將總部設(shè)在北京，這在統(tǒng)計(jì)上帶來(lái)了國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)主體中占較顯著比重的特征。

四、研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論〖HTSS〗

1中國(guó)對(duì)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(duì)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(duì)于本土的技術(shù)發(fā)展還帶來(lái)了顯著負(fù)向沖擊。

2對(duì)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(xiàn)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(dòng)生產(chǎn)率、市場(chǎng)發(fā)育程度、開放程度、經(jīng)濟(jì)自由度亦在一定程度上影響著對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，越過(guò)這些門檻的省份對(duì)外直接投資逆向技術(shù)外溢效應(yīng)較顯著，而未能越過(guò)這些門檻的省份溢出效應(yīng)則較弱。

（二）對(duì)策建議〖HTSS〗

上述結(jié)論啟示我們，促進(jìn)各區(qū)域均衡利用對(duì)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(jì)差距。

1從地方政府看，經(jīng)濟(jì)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(qiáng)化人力資本積累，促進(jìn)金融發(fā)展及多元化市場(chǎng)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(qiáng)建設(shè)。

2從中央政府看，應(yīng)針對(duì)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(jì)發(fā)展水平較高、吸收能力較強(qiáng)的省份針對(duì)研發(fā)資本存量較高的北美、歐盟等發(fā)達(dá)國(guó)家實(shí)施技術(shù)尋求型直接投資，通過(guò)技術(shù)獲取、組織學(xué)習(xí)與逆向技術(shù)溢出帶動(dòng)母國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步；另一方面，完善金融市場(chǎng)體制，進(jìn)一步深化中、西部對(duì)外開放，鼓勵(lì)處于東北亞經(jīng)濟(jì)圈的東北、新疆等地區(qū)加強(qiáng)與俄、日、韓的經(jīng)濟(jì)合作，鼓勵(lì)西南地區(qū)投資東盟地區(qū)，促其早日越過(guò)“門檻”，更多獲益于逆向技術(shù)溢出。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉凱敏，朱鐘棣.我國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 亞太經(jīng)濟(jì)，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(guó)技術(shù)進(jìn)步：機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J]. 管理世界，2006（7）： 53-60.

[4]劉明霞. 中國(guó)對(duì)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(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，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(duì)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(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，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(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力——基于對(duì)1995-2004年28個(gè)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(jì)研究， 2007（4）： 14-36.

[9] 李梅，柳士昌. 對(duì)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(guó)省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J]. 管理世界， 2012（1）：21-32.