對外直接投資對母國創(chuàng)新的影響及門檻分析

王 媛， 陳 楊， 江 帆

(天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部， 天津 300072)

據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)披露的數(shù)據(jù)顯示，1995年到2007年期間，中國人均專利申請量增加了近13倍[1]，中國成為全球?qū)＠琶谌膰摇Ｗ源?，?chuàng)新績效引起了國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，杰佛遜等人研究發(fā)現(xiàn)，科技研發(fā)投入強(qiáng)度、對外直接投資、股權(quán)改革和法律制度均促進(jìn)了專利申請量激增[2]。高創(chuàng)新投入和高創(chuàng)新產(chǎn)出是創(chuàng)新型國家的基本特征。2014年，全國研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出占GDP的2.05%，較2006年增長44.4%。同年，全國3種專利授權(quán)數(shù)為1 209 402件，較2006年增長4.41倍。但是，根據(jù)相關(guān)研究報告，我國的創(chuàng)新能力在世界上仍處于中等水平，作為發(fā)展中國家，對外直接投資是學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國家經(jīng)驗與技術(shù)的一種重要渠道，持續(xù)的對外直接投資是否為母國帶來了創(chuàng)新能力的提升？創(chuàng)新效應(yīng)在各個地區(qū)之間是否有明顯的差異？母國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外開放程度又是否影響著創(chuàng)新效應(yīng)的發(fā)揮？本研究在檢驗對外直接投資的母國創(chuàng)新效應(yīng)的基礎(chǔ)上，深入探討區(qū)域間創(chuàng)新效應(yīng)的差異及產(chǎn)生的原因，針對我國各個地區(qū)的自身特點提出差異化的建議。

一、 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

早期，發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家的正向投資是普遍存在的投資形式，學(xué)者的研究重點在投資類型及區(qū)位選擇上，Salidjanova[3]、Aleksynska 和 Havrylchyk[4]、Morck等人[5]從稅收因素、自然資源因素、制度因素以及文化因素等不同方面對FDI區(qū)位選擇的影響因素進(jìn)行研究。在經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)程中，發(fā)展中國家逐漸開始對外投資，并且投資區(qū)位并沒有按照傳統(tǒng)的梯度進(jìn)行，而是出現(xiàn)了向發(fā)達(dá)國家投資的行為。為了解釋這一現(xiàn)象，日本學(xué)者小島清提出了邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，他認(rèn)為對外直接投資應(yīng)發(fā)生在劣勢產(chǎn)業(yè)，通過投資吸取新的技術(shù)與經(jīng)驗從而優(yōu)化母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。逆向投資給母國帶來的社會效應(yīng)隨著投資時間積累表現(xiàn)出顯著的效果。一些學(xué)者認(rèn)為，尋求戰(zhàn)略資產(chǎn)是發(fā)展中國家跨國企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的重要動機(jī)。Deng通過對中國企業(yè)FDI行為的研究中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)無法利用現(xiàn)有的競爭優(yōu)勢進(jìn)行對外投資時，會試圖利用投資彌補(bǔ)自己的劣勢[6]。Rui和Yip認(rèn)為，中國企業(yè)的跨國并購可以通過學(xué)習(xí)國外先進(jìn)的技術(shù)提升母國公司的創(chuàng)新能力[7]。

1. 對外直接投資與國家創(chuàng)新能力假設(shè)

以Schumpeter[8]提出的創(chuàng)新理論為基礎(chǔ)，他認(rèn)為有些創(chuàng)新是對原有技術(shù)及知識的根本性創(chuàng)新，本文稱為根本性創(chuàng)新。而有些創(chuàng)新是指對現(xiàn)有技術(shù)的改進(jìn)與完善，本文稱為累積性創(chuàng)新。該理論之后，國內(nèi)外學(xué)者圍繞對外直接投資與創(chuàng)新績效的關(guān)系展開了深入的研究。

Fosfuri和Motta通過建立競爭博弈模型進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，對于存在技術(shù)差距的兩國逆向投資的過程中，低技術(shù)國家的對外直接投資通過模仿學(xué)習(xí)及員工素質(zhì)提高以促進(jìn)母國技術(shù)的提升[9]。Bitzer和Kerekes通過對OECD國家的研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資行為溢出的知識顯著促進(jìn)母國的技術(shù)創(chuàng)新。通過對工業(yè)水平數(shù)據(jù)實證分析得到溢出的知識帶來的技術(shù)創(chuàng)新可以解釋母國生產(chǎn)率提升的60%，其中法國溢出的知識解釋母國生產(chǎn)率的增長高達(dá)87%[10]。Kogut和Chang通過對日本企業(yè)對美國投資行為的研究發(fā)現(xiàn)，日本企業(yè)是以獲得美國的技術(shù)為目標(biāo)，通過建立合資企業(yè)以獲得美國先進(jìn)的技術(shù)，從而提高本國的創(chuàng)新能力[11]。Jian Li和 Roger Strange通過對中國新興經(jīng)濟(jì)跨國企業(yè)的對外直接投資行為的實證研究發(fā)現(xiàn)，新興經(jīng)濟(jì)體的對外直接投資行為逆向溢出的研發(fā)投入存量對國內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)生了非常顯著的影響，因此本文提出以下假設(shè)。

H1a：對外直接投資逆向溢出存量對于國家根本性創(chuàng)新能力的提升具有顯著促進(jìn)作用。

H1b：對外直接投資逆向溢出存量對于國家累積性創(chuàng)新能力的提升具有顯著促進(jìn)作用。

當(dāng)跨國公司通過對外直接投資接觸并逆向溢出新技術(shù)后，母國本身對于先進(jìn)技術(shù)的吸收能力是決定國家能否真正利用新技術(shù)并轉(zhuǎn)換為自身創(chuàng)新能力的關(guān)鍵因素。Jian Li和 Roger Strange通過對中國跨國企業(yè)的實證研究證明了吸收能力對于國家創(chuàng)新績效的重要作用[12]。地區(qū)的吸收能力中，人力資本是重要的驅(qū)動因素。魯釗陽在其研究中指出，對外直接投資對于母國創(chuàng)新能力的影響依賴于母國科技人員的素質(zhì)等因素[13]。國家科技人員的素質(zhì)越高，對于新技術(shù)的吸收能力也越高，才能將對外直接投資學(xué)習(xí)到的新技術(shù)本地化，從而提高自身的創(chuàng)新能力，因此本文提出以下假設(shè)。

H2a：人力資本水平對于國家根本性創(chuàng)新能力的提升具有顯著的正向促進(jìn)作用。

H2b：人力資本水平對于國家累積性創(chuàng)新能力的提升具有顯著的正向促進(jìn)作用。

雖然在對外直接投資過程中，逆向溢出的研發(fā)投入起著重要作用，但是國內(nèi)研發(fā)投入對于國家創(chuàng)新的促進(jìn)作用同樣重要。國內(nèi)研發(fā)投入為科研創(chuàng)新提供最根本的物質(zhì)保證，通過影響科研人員的積極性、科研設(shè)備的完備性、科研軟環(huán)境等間接影響創(chuàng)新能力。Jian Li和 Roger Strange的研究證實了國內(nèi)研發(fā)投入是創(chuàng)新成果生產(chǎn)過程的重要輸入[14]，因此本文提出以下假設(shè)。

H3a：國內(nèi)研發(fā)投入對于國家根本性創(chuàng)新力的提升具有顯著的正向促進(jìn)作用。

H3b：國內(nèi)研發(fā)投入對于國家累積性創(chuàng)新力的提升具有顯著的正向促進(jìn)作用。

2. 國家創(chuàng)新效應(yīng)區(qū)域差異假設(shè)

由于我國不同省份的社會文化，風(fēng)俗習(xí)慣、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和行政管理手段都具有很強(qiáng)的地域特點，各個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和行政環(huán)境的巨大差異必然影響我國各個地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新能力。知識的產(chǎn)生和新技術(shù)的發(fā)展往往呈現(xiàn)空間聚集或集中效應(yīng)，知識與技術(shù)能力在空間上的界限性導(dǎo)致知識溢出傾向于本地化[15]。目前，將研發(fā)投入溢出存量、國內(nèi)研發(fā)投入以及國內(nèi)人力資本與區(qū)域創(chuàng)新能力結(jié)合起來的研究文獻(xiàn)較少，還有待進(jìn)一步深化。章立軍利用2002—2003年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡單的混合回歸分析，得出基礎(chǔ)設(shè)施、勞動力素質(zhì)、市場需求、金融環(huán)境顯著影響區(qū)域創(chuàng)新能力，但是樣本跨度較小，并且沒有進(jìn)行Hausman檢驗[16],但依然不可否認(rèn)國家創(chuàng)新能力提升存在區(qū)域差異。因此本文提出以下假設(shè)。

H4：研發(fā)投入溢出存量、人力資本、國內(nèi)研發(fā)投入對于國家創(chuàng)新能力的影響存在顯著的區(qū)域差異。

3. 國家創(chuàng)新能力門檻效應(yīng)假設(shè)

對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)多發(fā)生在人力資本水平高、對外開放程度高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)。這種現(xiàn)象被Borenztein形象地總結(jié)為“門檻效應(yīng)”，即影響FDI創(chuàng)新績效的某個變量水平在門檻水平之上，F(xiàn)DI的創(chuàng)新效應(yīng)才能充分發(fā)揮。對于可能影響對外直接投資創(chuàng)新效應(yīng)的因素，國外學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究，如Liu和Zou研究指出，國內(nèi)研發(fā)能力較低時母國對于投資引進(jìn)的新技術(shù)的吸收能力較弱，創(chuàng)新效應(yīng)很難發(fā)揮[17]。陳巖也從金融發(fā)展水平、技術(shù)差距以及人力資本存量等方面探討了中國對外直接投資對于母國的創(chuàng)新能力提升的影響[18]。以上研究主要從理論層面解釋了不同因素對于國家創(chuàng)新能力的影響形式。自1999年Hansen提出面板門檻回歸模型之后，許多學(xué)者將該模型引入到對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)研究中，并從定量的角度測算FDI創(chuàng)新過程中的門檻水平。李梅從對外開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等6個方面進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)對外直接投資的溢出效應(yīng)多發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、對外開放程度較高的的發(fā)達(dá)國家。對外開放對于創(chuàng)新的影響途徑有兩種：一是競爭效應(yīng)，伴隨著地區(qū)開放水平的提高，大量的外資企業(yè)和進(jìn)口產(chǎn)品涌入本地市場，加劇了市場競爭程度，為了鞏固自身的市場地位，本土企業(yè)需要不斷改進(jìn)工藝流程，不斷創(chuàng)新；二是內(nèi)外協(xié)同效應(yīng)，對外開放程度越高，企業(yè)融入到全球市場網(wǎng)絡(luò)的機(jī)會越大，學(xué)習(xí)現(xiàn)金技術(shù)的機(jī)會越大，由此促進(jìn)企業(yè)的不斷創(chuàng)新發(fā)展。因此，本文提出以下假設(shè)。

H5：對外開放程度以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對國家創(chuàng)新能力存在明顯的“門檻效應(yīng)”。

二、 研究設(shè)計

1. 模型設(shè)定

本研究將對外直接投資考慮到創(chuàng)新生產(chǎn)模型中，建立以下計量模型

InRI=α1+α2InSfdi+α3InH+α4InRD+ε

InII=β1+β2InSfdi+β3InH+α4InRD+ε

2. 變量選擇

RI為根本性創(chuàng)新?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究以專利授權(quán)量作為創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)。根據(jù)《專利法》對于發(fā)明專利和實用新型專利的劃分標(biāo)準(zhǔn)，以發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量衡量根本性創(chuàng)新，以實用新型專利授權(quán)量衡量累積性創(chuàng)新II。

Sfdi為對外直接投資研發(fā)投入溢出存量。選擇存量而非流量的原因在于對外直接投資獲得的R和D溢出會對未來幾年內(nèi)的創(chuàng)新有影響，因而無法忽略上一期的溢出效應(yīng)。根據(jù)L-P的計算方法，得出全國通過FDI獲得的研發(fā)投入溢出存量，即

式中：OFDIjt為我國t時期向東道國j的對外直接投資總量；Yjt是t時期目標(biāo)國j的GDP，Sjt是t時期投資東道國j的研發(fā)投入資本存量。然后，求出各省對外直接投資獲得的研發(fā)投入溢出存量，即

Dieter將人力資本水平H納入到FDI的創(chuàng)新效應(yīng)影響因素中，本文借鑒Dieter的研究方法，以國內(nèi)人均受教育年限作為人力資本水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)，RD為國內(nèi)研發(fā)投入，參考已有文獻(xiàn)，本研究以各地區(qū)研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出強(qiáng)度作為RD的衡量指標(biāo)。

3. 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)為中國大陸30個省(未包括西藏)2006—2015年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《國際統(tǒng)計年鑒》以及世界銀行等。另外，考慮到前3年的數(shù)據(jù)穩(wěn)定性沒有足夠的保障，本研究將時間范圍定為2006—2015年。

(1) 根本性創(chuàng)新RI和累積性創(chuàng)新II。各省份的根本性創(chuàng)新以當(dāng)期實際的發(fā)明專利授權(quán)量取自然對數(shù)表示；各省份的累積性創(chuàng)新以當(dāng)期實際的實用新型專利的授權(quán)量取自然對數(shù)表示。

(2) 對外直接投資的研發(fā)投入溢出存量Sfdi。以中華人民共和國商務(wù)部公布的2016年對華直接投資前10名的國家名單為依據(jù)，由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，本研究僅選取中國香港、澳大利亞、美國、新加坡、英國、韓國及俄羅斯的平均值代表中國投資東道國。在計算Sjt時，將各地的研發(fā)投入支出強(qiáng)度乘以各自當(dāng)期的GDP得出當(dāng)期的研發(fā)支出，并根據(jù)各地當(dāng)期的消費價格指數(shù)將當(dāng)期的研發(fā)支出折算為以2005年為基期的研發(fā)支出，最后根據(jù)永續(xù)盤存法計算Sjt，上述數(shù)據(jù)均來自《國際統(tǒng)計年鑒》。然后以Sjt為標(biāo)準(zhǔn)計算出中國各省市的對外直接投資R和D存量Sfdi。

(3) 人力資本H。本研究中人力資本水平以平均受教育程度來衡量，各地區(qū)平均受教育程度的數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，采用朱成亮的平均受教育程度=高中、中專以下學(xué)歷×1+?？茖W(xué)歷×2+本科學(xué)歷×3+研究生及以上學(xué)歷×4。

(4) 國內(nèi)科研支出RD。在國內(nèi)自主科研支出方面，以地區(qū)研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出情況來衡量。各地區(qū)研發(fā)支出強(qiáng)度的數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，RD=研究與試驗發(fā)展經(jīng)費強(qiáng)度×GDP。對各指標(biāo)的描述性統(tǒng)計見表1所示。

表1 各指標(biāo)描述性統(tǒng)計(2006—2015年)

三、 實證結(jié)果分析

面板數(shù)據(jù)在長期的時間范圍可能存在單位根過程導(dǎo)致出現(xiàn)“偽回歸”,為確保面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文對模型中的各個變量進(jìn)行單位根檢驗和協(xié)整性檢驗。

首先，對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。在原數(shù)據(jù)水平上，多個變量存在單位根，變量序列均非平穩(wěn)(見表2)。在一階差分水平上，只有Sfdi存在單位根。將該變量進(jìn)行一階差分變換后，單位根檢驗結(jié)果如表2第4列所示。所有變量均為一階單整，符合協(xié)整檢驗條件。其次，對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗，檢驗結(jié)果見表3。變量之間存在長期的均衡關(guān)系，本研究的模型是穩(wěn)健的。

表2 單位根檢驗結(jié)果

表3 協(xié)整性檢驗結(jié)果

1. 整體回歸估計

面板數(shù)據(jù)的回歸方法有3種：混合最小二乘估計、固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型。本研究通過F檢驗識別混合最小二乘估計模型和固定效應(yīng)模型，通過Hausman檢驗識別固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。F統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果為22.779，經(jīng)過查表得到F(29,267)=1.51，F(xiàn)統(tǒng)計量的值顯著高于1.51，拒絕“個體效應(yīng)為零”的假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。Hausman統(tǒng)計量的檢驗量為44.357 342，概率為0.000 0， 拒絕“固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型無實質(zhì)性差異”的假設(shè)，最終確定使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計。表4給出了全樣本估計的結(jié)果，對于檢驗結(jié)果進(jìn)行分析。

第一，解釋變量的系數(shù)均為正數(shù)，且在1%或者5%的水平下顯著，表明研發(fā)投入溢出存量、國內(nèi)研發(fā)投入以及國內(nèi)人力資本對國內(nèi)兩種創(chuàng)新能力均有顯著的正向影響，此結(jié)論驗證了假設(shè)H1a、H1b、H2a、H2b及H3a、H3b。

第二，對于兩種創(chuàng)新能力，解釋變量存在不同的系數(shù)估計值。這表明解釋變量對于根本性創(chuàng)新和累積性創(chuàng)新的影響程度有顯著差異，人力資本和研發(fā)投入溢出存量對于累積性創(chuàng)新的影響顯著大于對根本性創(chuàng)新的影響，說明人力資本和研發(fā)投入溢出存量作用的發(fā)揮不是一蹴而就的，需要時間慢慢累積才能有效發(fā)揮。而國內(nèi)研發(fā)投入對于根本性創(chuàng)新的影響顯著大于對累積性創(chuàng)新的影響，說明國內(nèi)研發(fā)投入能夠快速促進(jìn)國內(nèi)創(chuàng)新能力。

表4 整體性回歸分析及分地區(qū)回歸分析結(jié)果

注：***和**分別代表在1%和5%水平下顯著。

2. 分地區(qū)回歸估計

為了深入研究對外直接投資創(chuàng)新效應(yīng)的區(qū)域差異，本研究將樣本數(shù)據(jù)分為東部、中部和西部。東部地區(qū)主要包括北京、天津、河北、吉林、遼寧、黑龍江、山東、上海、江蘇、浙江等，中部地區(qū)主要包括山西、內(nèi)蒙古、安徽、江西、湖北、湖南、河南等，西部地區(qū)主要包括重慶、四川、貴州、云南、寧夏、甘肅、新疆等。與全樣本數(shù)據(jù)的估計方法一致，對3個樣本分別進(jìn)行回歸模型的選擇，將3個地區(qū)的回歸方法均確定為固定效應(yīng)模型回歸。分地區(qū)的回歸估計結(jié)果見表4所示。

第一，以根本性創(chuàng)新為解釋變量分析。從全國范圍看，研發(fā)投入溢出存量、國內(nèi)研發(fā)投入以及人力資本均通過了顯著性檢驗，表明中國對外直接投資給國內(nèi)根本性創(chuàng)新帶來了明顯的提升效應(yīng)，其中人力資本和國內(nèi)研發(fā)投入對我國根本性創(chuàng)新有明顯的推動作用。從各地區(qū)對比看，國內(nèi)研發(fā)投入的系數(shù)在3個模型中均接近于1，這表明各區(qū)域研發(fā)投入是區(qū)域根本性創(chuàng)新的重要推動力。對于東部地區(qū)的人力資本與研發(fā)投入溢出存量兩個變量的回歸結(jié)果并不顯著，說明兩者對于東部地區(qū)的根本性創(chuàng)新沒有顯著的影響。中部和西部的數(shù)據(jù)顯示，研發(fā)投入溢出存量對于區(qū)域根本性創(chuàng)新的影響均為不顯著，而人力資本對于根本性創(chuàng)新的影響較為顯著，以上結(jié)果表明各區(qū)域現(xiàn)階段的對外直接投資均處于較低水平，通過FDI溢出的研發(fā)投入并未對各區(qū)域的根本性創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的提升。

第二，以累積性創(chuàng)新為解釋變量分析。研發(fā)投入溢出存量對于全國整體累積性創(chuàng)新以及各區(qū)域的累積性創(chuàng)新均呈現(xiàn)顯著的正向影響，說明研發(fā)投入溢出存量對于國內(nèi)累積性創(chuàng)新有顯著的提升作用，其原因在于對外直接投資獲得的研發(fā)投入溢出存量在中國現(xiàn)階段綜合水平下不能被快速吸收并轉(zhuǎn)化成根本性創(chuàng)新成果，但是可以通過對現(xiàn)有技術(shù)的改進(jìn)與完善產(chǎn)生累積性創(chuàng)新成果。另外，人力資本和國內(nèi)研發(fā)投入對于國內(nèi)整體累積性創(chuàng)新以及區(qū)域累積性創(chuàng)新均有一定的正向影響，說明在創(chuàng)新過程中人力資本和國內(nèi)研發(fā)投入是不可缺少的因素。

第三，根本性創(chuàng)新和累積性創(chuàng)新的綜合分析。研發(fā)投入溢出存量對于3個區(qū)域累積性創(chuàng)新的回歸均通過顯著性檢驗，而對于根本性創(chuàng)新的回歸沒有通過顯著性檢驗，說明研發(fā)投入溢出存量對于國內(nèi)的創(chuàng)新能力提升不是一蹴而就的，新技術(shù)的吸收、再轉(zhuǎn)化、創(chuàng)新需要一定的時間累積，而國內(nèi)現(xiàn)階段對于新技術(shù)的快速轉(zhuǎn)化能力還比較弱。此外，研發(fā)投入溢出存量在3個模型中的系數(shù)有較大差別，說明不同地區(qū)對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)存在較大差別。

以上結(jié)論說明，對外直接投資對于國家創(chuàng)新能力的影響存在明顯的區(qū)域差異，假設(shè)H4得到驗證。

3. 門檻效應(yīng)分析

(1) 門檻回歸模型的建立。本研究分別以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外開放程度作為門檻變量，將兩個門檻變量分別加入到初始模型中，得到本研究的兩個計量模型，即

(2) 門檻變量的選取。通過分析我們得出，不同地區(qū)對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)存在明顯差異，并且地區(qū)對外開放程度以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素會影響對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)[19]。為了檢驗導(dǎo)致這種差異的原因，我們對各地區(qū)按照創(chuàng)新程度劃分成高創(chuàng)新能力地區(qū)、中創(chuàng)新能力地區(qū)以及低創(chuàng)新能力地區(qū)。利用SPSS軟件對中國大陸30個省份的創(chuàng)新能力進(jìn)行聚類分析，其中創(chuàng)新能力以累積性創(chuàng)新為標(biāo)準(zhǔn)，并且取各地區(qū)10年數(shù)據(jù)的平均值作為最終的分析數(shù)據(jù)，得到的結(jié)果見表5。

表5 按創(chuàng)新程度聚類分析結(jié)果

從分析結(jié)果來看，高創(chuàng)新能力地區(qū)多存在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的沿海城市。因此，推斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及對外開放程度可能在FDI創(chuàng)新效應(yīng)中起到關(guān)鍵作用。在對外直接投資的逆向創(chuàng)新過程中，只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及對外開放程度達(dá)到一定水平時，F(xiàn)DI的創(chuàng)新效應(yīng)才會逐漸顯著。因此，本研究將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及對外開放程度作為門檻變量，以下利用門檻回歸模型對創(chuàng)新效應(yīng)的門檻水平進(jìn)行測算。

(3) 門檻分析的結(jié)果。以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門檻變量進(jìn)行分析。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以各地區(qū)GDP取對數(shù)為衡量標(biāo)準(zhǔn)，地區(qū)GDP越高，表明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，知識轉(zhuǎn)換能力較強(qiáng)。各地區(qū)的GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，門檻回歸結(jié)果見圖1。由圖1可以看出，殘差平方和最小的對數(shù)值為7.95，即地區(qū)GDP的門檻值為2 835.57億元，當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于7.95，對外直接投資不能發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)。而當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于7.95時，對外直接投資的母國創(chuàng)新效應(yīng)能夠顯著實現(xiàn)。

以對外開放程度為門檻變量進(jìn)行分析。對外開放程度以各地區(qū)進(jìn)出口額占地區(qū)GDP的比值取對數(shù)為衡量標(biāo)準(zhǔn)，對數(shù)結(jié)果越高，說明對外開放程度越高。各地區(qū)進(jìn)出口額、地區(qū)GDP的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》，門檻回歸結(jié)果見圖2。由圖2可以看出，殘差平方和最小的對數(shù)結(jié)果為-0.637 05，即對外開放程度的門檻值γ=e-0.637 05=0.52。當(dāng)?shù)貐^(qū)開放程度低于0.52時，對外直接投資不能發(fā)揮創(chuàng)新效應(yīng)，而當(dāng)?shù)貐^(qū)對外開放程度高于0.52時，對外直接投資的母國創(chuàng)新效應(yīng)能夠顯著實現(xiàn)。

以上兩個結(jié)論說明，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外開放程度為門檻變量進(jìn)行分析，對國家創(chuàng)新能力存在門檻效應(yīng)，驗證了假設(shè)H5。

(4) 門檻回歸模型的檢驗。對于門檻回歸模型的檢驗有兩個方面：一是門檻效應(yīng)的顯著性檢驗；二是門檻值真實性檢驗。兩種檢驗結(jié)果見表6。F統(tǒng)計量所對應(yīng)的的P值均接近0，說明門檻變量的系數(shù)存在差異，門檻特征明顯。極大似然比LR統(tǒng)計量均低于臨界值7.35，說明本研究得到的門檻值是真實的。

表6 門檻回歸模型的檢驗

四、 結(jié) 語

本文通過實證分析，研究中國對外直接投資的國內(nèi)創(chuàng)新效應(yīng)，對中國大陸30個省市(除西藏)2006—2015年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。并將國內(nèi)創(chuàng)新能力分為根本性創(chuàng)新和累積性創(chuàng)新，以Hansen門檻回歸模型為主要計量方法檢驗對外直接投資對于全國創(chuàng)新能力的提升?？紤]到各地區(qū)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，分別對區(qū)域創(chuàng)新效應(yīng)進(jìn)行回歸檢驗，研究結(jié)論如下。

(1) 研發(fā)投入溢出、國內(nèi)研發(fā)投入及人力資本水平對國家整體創(chuàng)新能力及各地區(qū)創(chuàng)新能力均具有顯著的積極效應(yīng)，且不同地區(qū)的創(chuàng)新程度存在顯著差異。

(2) 中國對外直接投資對于東部、中部以及西部地區(qū)的根本性創(chuàng)新不存在積極的影響，但對于地區(qū)的累積性創(chuàng)新存在顯著的正向影響。

(3) 以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對外開放程度作為門檻變量進(jìn)行門檻回歸分析，檢驗技術(shù)轉(zhuǎn)換能力對于國內(nèi)創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示兩個門檻變量均存在明顯的門檻水平。不同省份間由于不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及不同的對外開放程度導(dǎo)致對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)存在明顯的差異。一些越過門檻水平的地區(qū)表現(xiàn)出較高的創(chuàng)新能力，而中西部一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及對外開放程度較低的地區(qū)表現(xiàn)出較低的創(chuàng)新能力。

綜合以上結(jié)論，想要提升國內(nèi)創(chuàng)新能力，需要從多個方面做出努力。一是對外直接投資的累積性創(chuàng)新效應(yīng)顯著高于根本性創(chuàng)新效應(yīng)。說明對外直接投資對于國內(nèi)的創(chuàng)新能力提升不是一蹴而就的，新技術(shù)的吸收、再轉(zhuǎn)化和創(chuàng)新需要一定的時間累積。對于持續(xù)性的FDI給予一定的政策或其他方面的支持，以保證投資主體在連續(xù)的投資活動中給母國帶來最大程度的創(chuàng)新效應(yīng)。二是技術(shù)轉(zhuǎn)換能力也會影響對外直接投資的創(chuàng)新效應(yīng)。根據(jù)我國地區(qū)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，東部一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快、技術(shù)轉(zhuǎn)換能力較高的地區(qū)要更加注重技術(shù)獲取型的投資，并且提高地區(qū)研發(fā)投入，力爭能夠高效率的將對外直接投資獲得的知識轉(zhuǎn)換為當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新成果。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后的地區(qū)，應(yīng)以提高技術(shù)轉(zhuǎn)換能力為重點，鼓勵當(dāng)?shù)胤e極進(jìn)行對外開放，并且通過教育提高人力資本水平，使區(qū)域創(chuàng)新能力協(xié)調(diào)發(fā)展。

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