中國對外直接投資的非物化型技術(shù)空間逆向溢出效應(yīng)研究

陳柏福，劉舜佳

(1.廣東金融學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510521；2.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410128)

一、問題提出

目前，中國經(jīng)濟(jì)已步入以高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段為重要特征的新時(shí)代。在此時(shí)代背景下，國家仍然需要堅(jiān)定推進(jìn)以自由貿(mào)易為主線的全面開放，以應(yīng)對經(jīng)濟(jì)全球化所帶來的新變局。當(dāng)前，我國正積極推進(jìn)共建“一帶一路”，這正是新時(shí)代中國全面深化改革、擴(kuò)大開放的明證，也是中國切實(shí)加強(qiáng)國際合作、完善全球治理的務(wù)實(shí)行動。伴隨“一帶一路”倡議的深入推進(jìn)，我國對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment, OFDI)增長迅猛。2017年末，我國對外直接投資存量為18090.4億美元，占全球外國直接投資流出存量份額的5.9%，存量規(guī)模較上年末增加4516.5億美元，位居全球第二，但與排名第一的美國存量規(guī)模差距較大，僅相當(dāng)于美國的23.2%[注]數(shù)據(jù)來源于《2017年度中國外對直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。從投資領(lǐng)域看，2017年，我國對外直接投資涵蓋國民經(jīng)濟(jì)18個(gè)行業(yè)大類，存量規(guī)模超過千億美元的行業(yè)有租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、信息傳輸/軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)和制造業(yè)，占到中國對外直接投資存量的86.3%[注]數(shù)據(jù)來源于《2017年度中國外對直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。在“一帶一路”倡議扎實(shí)推進(jìn)的同時(shí)，我國對相關(guān)國家投資也呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢。2017年，我國流向“一帶一路”沿線國家投資增長三成，對“一帶一路”沿線國家的直接投資流量為201.7億美元，同比增長31.5%，占同期中國對外直接投資流量的12.7%[注]數(shù)據(jù)來源于《2017年度中國外對直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。

以“一帶一路”沿線國家、傳統(tǒng)發(fā)達(dá)國家，以及第三產(chǎn)業(yè)為主要投資目標(biāo)的中國OFDI迅速崛起，其背后動機(jī)是什么？從我國改革開放引進(jìn)外商直接投資(FDI)的實(shí)踐來看，最初引進(jìn)FDI是為了填補(bǔ)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)建設(shè)所面臨的資本缺口，F(xiàn)DI可以帶來當(dāng)時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所急需的資本品設(shè)備。隨著我國儲蓄逐步大于投資以及出口逐步大于進(jìn)口，資本缺口已經(jīng)不再是經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的主要問題，此時(shí)技術(shù)缺口對我國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整所帶來的阻礙越發(fā)明顯，而FDI通過邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移而來的過時(shí)技術(shù)以及“市場換技術(shù)”引資方案的失敗，都促成了21世紀(jì)以來我國企業(yè)加快“走出去”步伐。不少學(xué)者指出中國OFDI主要是為了尋求海外先進(jìn)技術(shù)[1]。

OFDI給母國帶來的技術(shù)進(jìn)步學(xué)界稱之為逆向技術(shù)溢出(Reverse Technology Spillover)。從目前OFDI逆向技術(shù)溢出的已有研究來看，側(cè)重于檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性及其影響因素，對于OFDI所獲取的技術(shù)類型及溢出過程則鮮有涉及。而進(jìn)一步的研究可通過FDI技術(shù)溢出和OFDI逆向技術(shù)溢出的對比得到揭示[注]FDI與OFDI都屬于國際直接投資，兩者區(qū)別在于FDI是基于東道國引進(jìn)國際直接投資的角度定義，而OFDI是基于母國輸出國際直接投資的角度定義。：通過FDI引進(jìn)機(jī)器和生產(chǎn)線等實(shí)體資本品設(shè)備，是物化型技術(shù)(Embodied technology)[2]，而OFDI輸出機(jī)器資本品設(shè)備，因此通過OFDI獲取的技術(shù)外溢在方向上與物化型資本品輸出是相反的，那么OFDI逆向溢出的技術(shù)類型也與通過實(shí)體資本品體現(xiàn)出來的物化型技術(shù)有所不同，而這恰恰是已有OFDI逆向技術(shù)外溢研究未加以區(qū)分的。鑒于此，本文通過區(qū)分OFDI與FDI溢出的技術(shù)類型差異及其各自溢出維度的特征，對經(jīng)典的OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行擴(kuò)展研究。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)OFDI動機(jī)：獲取逆向技術(shù)外溢

以所有權(quán)壟斷優(yōu)勢理論為代表的對外直接投資理論指出，跨國公司對外投資是為了在東道國復(fù)制母國企業(yè)的所有權(quán)優(yōu)勢，因?yàn)槟竾鄬τ跂|道國而言具有較大的技術(shù)邊際優(yōu)勢，因此這一理論也主要是針對類似于美國這樣的發(fā)達(dá)國家提出。但所有權(quán)優(yōu)勢的跨國復(fù)制又大都遵循邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移順序，即發(fā)達(dá)國家通常會將本國已經(jīng)處于技術(shù)邊際端的夕陽產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到東道國，因此立志于經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型的發(fā)展中國家難以獲取先進(jìn)技術(shù)。

當(dāng)前，所有權(quán)壟斷優(yōu)勢理論開始遇到挑戰(zhàn)。有研究指出，即使在不具備所有權(quán)壟斷優(yōu)勢的情況下也可進(jìn)行對外直接投資，很明顯這類國際投資并非受所有權(quán)優(yōu)勢驅(qū)動，相當(dāng)一部分是以獲取海外先進(jìn)技術(shù)為目的，寄希望于技術(shù)從東道國向母國擴(kuò)散，與傳統(tǒng)FDI技術(shù)外溢方向相反，被稱之為技術(shù)獲取型對外直接投資，即OFDI逆向技術(shù)外溢。這類OFDI最早發(fā)現(xiàn)于美國和歐洲投資的日本跨國公司[3-4]，之后對進(jìn)駐美國硅谷的跨國公司以及瑞典企業(yè)在海外投資選址的研究，也證實(shí)是為了獲取當(dāng)?shù)靥囟ㄖR與技術(shù)[5-6]。與此同時(shí)，相關(guān)學(xué)者對國際生產(chǎn)折衷理論當(dāng)中的區(qū)位優(yōu)勢進(jìn)行完善，指出自20世紀(jì)90年代以來，獲取知識資本的地理擴(kuò)散已成為跨國公司對外直接投資區(qū)位選址的重要動機(jī)，出現(xiàn)了“戰(zhàn)略性資產(chǎn)尋求型(Strategic Asset-Seeking)”O(jiān)FDI[7]；此后，個(gè)別學(xué)者基于納入了“逆向技術(shù)溢出”因素的OFDI決策模型，指出技術(shù)落后企業(yè)選擇OFDI進(jìn)入國外市場，其動機(jī)是通過地理毗鄰獲取東道國技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)的技術(shù)外溢，這種正向外部性可以降低東道國子公司與母國企業(yè)生產(chǎn)成本，即使在東道國子公司持續(xù)虧損的情況下也可以繼續(xù)運(yùn)作下去，因?yàn)榧夹g(shù)的正向外部性可以擴(kuò)散到跨國公司所有市場，使得單一市場上的虧損不足為懼[8]。OFDI逆向技術(shù)外溢為發(fā)展中國家對外直接投資提供了理論依據(jù)，相當(dāng)多的研究指出，通過逆向技術(shù)溢出來彌補(bǔ)自身所有權(quán)劣勢已成為發(fā)展中國家OFDI的主要動機(jī)[9]。

(二)OFDI逆向技術(shù)外溢檢驗(yàn)：對C-H或P-L模型的擴(kuò)展

Coe等(1995)開創(chuàng)了以雙邊貿(mào)易份額為權(quán)重的國際研發(fā)知識溢出模型[10]；經(jīng)Lichtenberg等(1998)完善溢出權(quán)重納入了FDI技術(shù)外溢變量[11]；Pottelsberghe等(2001)在上述基礎(chǔ)上囊括了OFDI技術(shù)外溢變量來考察對母國的逆向技術(shù)外溢效應(yīng)(下稱P-L(2001)模型)[12]。之后大多數(shù)研究，都是在此基礎(chǔ)上，通過設(shè)置其他控制變量、選取不同數(shù)據(jù)樣本以及采取不同回歸方法來實(shí)證檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)。表1按實(shí)證細(xì)節(jié)梳理了該領(lǐng)域的代表性文獻(xiàn)。從中發(fā)現(xiàn)，實(shí)證結(jié)果略有分歧，但是大多數(shù)基于中國省際層面樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果都證實(shí)OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)的存在，這一結(jié)論適用對P-L(2001)模型不同形式的擴(kuò)展，具有穩(wěn)健性。

表1 基于擴(kuò)展的P-L(2001)模型檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)外溢的代表性文獻(xiàn)

注：+代表實(shí)證到逆向技術(shù)外溢效應(yīng)。？代表沒有。

(三)評述及本文邊際貢獻(xiàn)

1.OFDI逆向技術(shù)外溢與FDI技術(shù)外溢：基于非物化型與物化型技術(shù)對比

OFDI逆向技術(shù)外溢這一研究主題的提出，為對比分析其與傳統(tǒng)FDI技術(shù)外溢提供了很好的參照：傳統(tǒng)技術(shù)外溢與直接投資流向相同，因此FDI技術(shù)外溢研究側(cè)重于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所引進(jìn)的資本品設(shè)備等物化型技術(shù)，如王英和劉思峰(2008)區(qū)分了開放條件下這兩種類型的技術(shù)，并指出物化型技術(shù)溢出研究主要焦聚于FDI和進(jìn)口貿(mào)易[15]，林毅夫和任若恩(2007)在批判克魯格曼否認(rèn)“東亞奇跡”時(shí)也曾指出中國改革開放以來的技術(shù)進(jìn)步主要得益于物化型技術(shù)引進(jìn)[2]，Smarzynska(2004)基于產(chǎn)業(yè)間后向關(guān)聯(lián)視角指出跨國公司會向東道國上游企業(yè)轉(zhuǎn)移生產(chǎn)線設(shè)備，以獲取質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的中間投入品[26]；因此，由于與直接投資流向相反，OFDI逆向技術(shù)外溢不可能像傳統(tǒng)FDI技術(shù)外溢那樣是以獲得實(shí)體資本品設(shè)備等物化型技術(shù)為主要目的，那么逆向技術(shù)外溢所獲取的應(yīng)該是另外一種不能以實(shí)體資本品形式體現(xiàn)出來的非物化型技術(shù)(Un-embodied technology)，如Anderson等(2015)指出以戰(zhàn)略性資產(chǎn)獲取為目的的OFDI就是尋求海外品牌、技術(shù)和管理等無形資產(chǎn)，彌補(bǔ)母公司所有權(quán)優(yōu)勢的欠缺環(huán)節(jié)[27]。由此可見，F(xiàn)DI技術(shù)外溢與OFDI逆向技術(shù)外溢之間的區(qū)別，除了前者與國際直接投資流向相同而后者相反以外，另外一個(gè)本質(zhì)的區(qū)別在于FDI溢出的技術(shù)類型與OFDI逆向溢出的技術(shù)類型有所差異，前者通過出讓本國未成熟市場來引進(jìn)直接投資以獲取物化型資本品設(shè)備，后者則是通過資本輸出進(jìn)軍他國高端市場以獲取非物化型技術(shù)的信息反饋。未能就OFDI逆向溢出的技術(shù)類型與FDI溢出的技術(shù)類型進(jìn)行區(qū)分，這是以往OFDI逆向技術(shù)外溢研究有待深化的地方。

2.P-L(2001)模型的空間擴(kuò)容：基于非物化型技術(shù)的空間外溢屬性

P-L(2001)納入了以O(shè)FDI份額為權(quán)重的東道國研發(fā)知識資本存量外溢變量，成為檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)的統(tǒng)一范式。然而，在考慮到OFDI逆向溢出的技術(shù)類型主要是非物化型技術(shù)的前提下，上述標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)范式仍可進(jìn)一步擴(kuò)展研究：(1)從技術(shù)表現(xiàn)形式看，非物化型技術(shù)不像實(shí)體資本品設(shè)備那樣有具體的物理展現(xiàn)形態(tài)，它更多的是集經(jīng)驗(yàn)、意識、設(shè)計(jì)和管理為一體的總稱，是純粹意義上的知識，具有無形性[28]，知識的無形特性決定其不會像實(shí)體資本品那樣固定使用于某一特定物理區(qū)位，而是可以實(shí)現(xiàn)不同區(qū)域間的復(fù)制，具有空間擴(kuò)散特性[29]，地理溢出距離無止境[30]；(2)從非物化型技術(shù)載體來看，人力資本充當(dāng)了其空間擴(kuò)散的唯一載體，現(xiàn)有技術(shù)溢出研究文獻(xiàn)將人力資本流動看作是這種隱性技術(shù)溢出的主要途徑，認(rèn)為人力資本的空間流動可以加快無形技術(shù)在不同群體之間的傳播[31]；而從人力資本流動性看，其內(nèi)嵌的教育屬性增強(qiáng)了其作為非物化型技術(shù)載體的空間流動性，因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)環(huán)境下的勞動力區(qū)域遷徙受制于信息搜尋、環(huán)境適應(yīng)以及人際網(wǎng)絡(luò)重建成本的制約，而教育投資可以增強(qiáng)勞動力的信息搜尋能力以及對異地文化的認(rèn)同感，可供選擇的就業(yè)市場范圍也越廣，降低了人力資本的遷徙成本[32]，相關(guān)實(shí)證研究也予以證實(shí)[33]。綜上所述，由于非物化型技術(shù)的區(qū)域復(fù)刻性及其載體的空間流動性，使得用來檢驗(yàn)OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)的經(jīng)典P-L(2001)模型仍可在空間結(jié)構(gòu)上進(jìn)行擴(kuò)展。

3.OFDI逆向技術(shù)外溢的階段性：基于非物化型技術(shù)空間溢出的局限性

以中國省際層面為樣本的實(shí)證研究均指出，由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在中國東、中、西三大區(qū)域間存在著差異性，以及獲取OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)時(shí)存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)的門檻限制。這實(shí)質(zhì)上暗示了通過OFDI雖然可以在地理上近距離學(xué)習(xí)東道國技術(shù)創(chuàng)新，但這些隱性的非物化型技術(shù)在從東道國向母國內(nèi)陸地區(qū)傳遞過程中卻受制于各種阻礙。這可以從非物化型技術(shù)的唯一載體——人力資本空間流動所依賴的條件得以印證，雖然無形知識的區(qū)域復(fù)刻性以及教育投資降低了勞動力區(qū)域遷徙成本，使得非物化型技術(shù)空間流動理論上無止境，但作為其載體的人力資本空間流動卻受制于多重限制：(1)交通通訊等硬件設(shè)施，非物化型技術(shù)的緘默屬性(Tacit)使得其空間擴(kuò)散依賴于人力資本“面對面(Face to face)”接觸[29]，若交通通訊情況無法達(dá)到非物化型技術(shù)空間擴(kuò)散所需要的接觸條件，那么非物化型技術(shù)空間溢出則存在“冰山成本”；(2)社會資本等軟件設(shè)施，非物化型技術(shù)在經(jīng)由“面對面”的方式傳輸時(shí)既需要對等的人力資本予以理解和接受，也需要地區(qū)開放政策確保傳輸暢通性，對非物化型技術(shù)的投資與運(yùn)用也需要金融發(fā)展、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的支持，這都是在以往門檻回歸研究當(dāng)中所確認(rèn)的。考慮到區(qū)域差異性對非物化型技術(shù)空間擴(kuò)散所帶來的潛在阻尼，那么對OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)，也就相應(yīng)地要在其空間擴(kuò)散過程當(dāng)中予以階段性的分割，而這恰恰是以往研究所忽視的。

4.本文邊際貢獻(xiàn)

理論上，基于技術(shù)分類理論區(qū)分OFDI與FDI的技術(shù)溢出類型，明確OFDI逆向溢出的技術(shù)側(cè)重于非物化型技術(shù)，而非FDI通過資本品進(jìn)口所帶來的物化型技術(shù)；考慮到非物化型技術(shù)因其無形性所帶來的區(qū)域復(fù)刻性及其緘默屬性對其地理溢出的局限性，從空間維度兩階段分割OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)：從海外技術(shù)創(chuàng)新地對OFDI母國的首階段溢出以及在母國內(nèi)陸地區(qū)的后續(xù)二階段溢出。

實(shí)證上，因經(jīng)典線性P-L(2001)模型未納入非物化型技術(shù)這一具有空間屬性的遺漏變量所帶來的內(nèi)生性問題，借鑒新近發(fā)展起來的空間建模技術(shù)對具有空間屬性的遺漏變量招致模型內(nèi)生性偏誤的解決方案，將經(jīng)典線性P-L(2001)模型予以空間結(jié)構(gòu)擴(kuò)容，實(shí)證檢驗(yàn)OFDI非物化型技術(shù)兩階段空間逆向外溢效應(yīng)。

三、實(shí)證方案

(一)OFDI非物化型技術(shù)兩階段空間逆向溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

由于和國際直接投資流向相反，OFDI逆向溢出的技術(shù)類型側(cè)重于非物化型技術(shù)，但由于非物化型技術(shù)具有無形性，本質(zhì)上無法觀測，因此在Pottelsberghe等(2001)所開創(chuàng)的OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ彤?dāng)中是被遺漏掉的[12]；另外，雖然貨物進(jìn)口貿(mào)易和FDI主要是帶來物化型資本品技術(shù)，但不可否認(rèn)的是伴隨進(jìn)口貿(mào)易和FDI而來的還有海外觀念、經(jīng)驗(yàn)和作法等這些無形的非物化型技術(shù)[34]，因此這部分源于進(jìn)口貿(mào)易和FDI的非物化型技術(shù)在Pottelsberghe等(2001)模型當(dāng)中也是被遺漏掉的[12]。至此，建模的第一步就是要將上述三種外溢渠道遺漏掉的非物化型技術(shù)加總后在P-L(2001)模型當(dāng)中予以補(bǔ)全：

TFP=β0+β1·SDR&D+β2·SFim+β3·SFfdi+β4·SFofdi+α·SFum

(1)

TFP為母國全要素生產(chǎn)率，是技術(shù)外溢作用的靶變量；SDR&D是母國國內(nèi)研發(fā)知識資本存量，是提升TFP的技術(shù)自主創(chuàng)新來源；而提升TFP的技術(shù)外溢來源有三點(diǎn)，分別是貨物進(jìn)口貿(mào)易(SFim)、外商直接投資(SFfdi)以及新進(jìn)入到模型當(dāng)中的對外直接投資(SFofdi)；而伴隨三種外溢渠道溢出的非物化型技術(shù)則為SFum。

由于非物化型技術(shù)本質(zhì)上是無形的，具有非觀測性，因此在對(1)式進(jìn)行回歸時(shí)，該非觀測變量實(shí)際上進(jìn)入到了模型誤差項(xiàng)當(dāng)中，這會給估計(jì)結(jié)果帶來何種潛在風(fēng)險(xiǎn)呢？根據(jù)前文理論分析可知，非物化型技術(shù)源于OFDI，即以技術(shù)尋求型為目的的OFDI會將海外掌握到的非物化型技術(shù)逆向溢出給母國，因此非物化型技術(shù)與OFDI之間具有不可分割的關(guān)聯(lián)性，同時(shí)考慮到進(jìn)口貿(mào)易和FDI在向母國提供物化型資本品的同時(shí)，也不可避免地將海外的理念、作法等一些非物化型技術(shù)引入，因此進(jìn)入到(1)式誤差項(xiàng)當(dāng)中的非物化型技術(shù)這一模型遺漏變量就與模型當(dāng)中進(jìn)口貿(mào)易、FDI和OFDI三個(gè)觀測變量之間均具有較強(qiáng)的相關(guān)性，那么此時(shí)再對(1)式進(jìn)行OLS估計(jì)就明顯違背了OLS所稟持的“零條件均值”這一嚴(yán)格假定[注]確保OLS結(jié)果無偏性的關(guān)鍵假定“零條件均值”，即意味著模型誤差項(xiàng)當(dāng)中不應(yīng)包含與模型自變量具有強(qiáng)相關(guān)性的遺漏變量，否則引發(fā)模型內(nèi)生性問題(Endogenous)。，給估計(jì)結(jié)果帶來內(nèi)生性偏誤。至此，建模的第二步就是要解決非物化型技術(shù)這一經(jīng)典模型的遺漏變量所招致的內(nèi)生性偏誤?？紤]到前文對非物化型技術(shù)空間屬性的理論解析，可借鑒新近發(fā)展起來的空間建模技術(shù)對具有空間屬性的模型遺漏變量招致內(nèi)生性偏誤的解決方案。首先，參照Parent等(2008)的做法，用空間向量自回歸式(Spatial Autoregressive Process)來表達(dá)非物化型技術(shù)這一模型遺漏變量所具有的空間屬性[35]：

SFum=γ·W·SFum+v

(2)

W是空間權(quán)重矩陣，用來聯(lián)結(jié)截面單元之間的空間相關(guān)性，根據(jù)本文對OFDI非物化型技術(shù)兩階段空間逆向溢出的區(qū)分，此處空間權(quán)重矩陣是以中國大陸30個(gè)省的地理坐標(biāo)來進(jìn)行定義，據(jù)此可根據(jù)實(shí)證模型測度出OFDI非物化型技術(shù)在中國內(nèi)陸區(qū)域間的后續(xù)溢出效應(yīng)；γ則是衡量空間相關(guān)性強(qiáng)度的參數(shù)；v是空間自相關(guān)回歸式當(dāng)中的隨機(jī)擾動項(xiàng)。其次，對(2)式解出非物化型技術(shù)變量，有SFun=(I-γ·W)-1×v，將其回代至(1)式則有：

TFP=β0+β1·SDR&D+β2·SFim+β3·SFfdi+β4·SFofdi+(I-γ·W)-1·(αv)

(3)

借助空間建模技術(shù)解決完具有空間屬性的模型遺漏變量所招致的內(nèi)生性偏誤之后，接下來還需對模型當(dāng)中經(jīng)典遺漏變量所可能招致的潛在內(nèi)生性偏誤進(jìn)行審查。至此，建模的第三步就是通過文獻(xiàn)梳理方式，查找出(3)式當(dāng)中經(jīng)典遺漏變量所可能帶來的內(nèi)生性問題。相當(dāng)多的研究已經(jīng)指出，制度因素在獲取技術(shù)外溢以及技術(shù)自主創(chuàng)新方面所起到的積極作用：一是母國在教育、科技、金融、對外開放和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等方面的制度設(shè)計(jì)有助于發(fā)展中國家獲取OFDI逆向技術(shù)外溢[19]，以至于只有越過制度門檻，OFDI的逆向技術(shù)外溢效應(yīng)才會變得顯著，而東道國制度對于技術(shù)獲取型OFDI的區(qū)位選擇同樣重要[18]；二是東道國金融市場、知識產(chǎn)權(quán)制度對于獲取FDI以及國際貿(mào)易技術(shù)外溢也起到了融資支持，并確保了無形資產(chǎn)運(yùn)用的安全性[36]；三是制度與本國知識資本存量積累和技術(shù)擴(kuò)散也緊密關(guān)聯(lián)[37]。由此可見，隱沒于(3)式復(fù)合誤碼項(xiàng)當(dāng)中的另一非觀測因素——制度變量，同樣也與模型當(dāng)中的諸多觀測變量具有相關(guān)性，若不將其引發(fā)的內(nèi)生性問題予以解決，也會給估計(jì)結(jié)果帶來偏誤。解決方案就是參照經(jīng)典計(jì)量處理方法，用線性回歸式控制制度這一非觀測變量與模型當(dāng)中自變量之間的相關(guān)性：

αv=η1·SDR&D+η2·SFim+η3·SFfdi+η4·SFofdi+ε

(4)

參數(shù)η1、η2、η3、η4分別用來控制隱沒于復(fù)合誤差項(xiàng)當(dāng)中的制度這一非觀測因素與模型當(dāng)中自變量之間的潛在相關(guān)性，至此可假定原復(fù)合誤差項(xiàng)當(dāng)中的剩余成分(ε)服從獨(dú)立正態(tài)同分布。將控制了經(jīng)典內(nèi)生性偏誤的(4)式回代至(3)式并予以整理有：

TFP=θ0+γ·W·TFP+θ1·SDR&D+θ2·SFim+θ3·SFfdi+θ4·SFofdi+ψ1·W·SDR&D+ψ2·W·SFim+ψ3·W·SFfdi+ψ4·W·SFofdi+ε

(5)

其中，有θ0=β0(I-γ·W)；θ1=(β1+η1)，θ2=(β2+η2)，θ3=(β3+η3)，θ4=(β4+η4)；ψ1=-γβ1，ψ2=-γβ2，ψ3=-γβ3，ψ4=-γβ4。上式依據(jù)非物化型技術(shù)空間屬性對P-L(2001)模型賦予了空間結(jié)構(gòu)，不僅包含了因變量的空間滯后項(xiàng)，而且還包含每一個(gè)自變量的空間滯后項(xiàng)，其空間設(shè)定結(jié)構(gòu)吻合空間杜賓模型(SDM)，下文將其簡稱為空間P-L模型。

(二)OFDI非物化型技術(shù)兩階段空間逆向溢出效應(yīng)的模型界定

對P-L(2001)模型的空間擴(kuò)容，空間滯后項(xiàng)的引入、加之空間權(quán)重矩陣當(dāng)中元素值是以中國大陸30個(gè)省(因外向型經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)缺失，西藏除外，下同)地理坐標(biāo)予以定義，這就使得空間模型不僅保留了原有經(jīng)典模型所能測度的母國通過OFDI從東道國獲取的首階段技術(shù)外溢效應(yīng)，而且還可以測度首階段逆向溢出的技術(shù)在母國內(nèi)陸地區(qū)的后續(xù)二次溢出效應(yīng)。

但由于空間權(quán)重矩陣引入，使得空間建模就打破了經(jīng)典線性模型OLS無偏估計(jì)所稟持的“截面單元觀測值彼此不相關(guān)”的嚴(yán)格假定，使得空間模型參數(shù)并不能準(zhǔn)確代表自變量對因變量的作用力度[38]。因此空間模型當(dāng)中OFDI自變量(SFofdi)及其空間滯后項(xiàng)(W·SFofdi)的參數(shù)估計(jì)值均無法準(zhǔn)確代表母國通過OFDI從東道國所獲得的首階段技術(shù)外溢效應(yīng)及其對母國內(nèi)陸地區(qū)的后續(xù)二階段技術(shù)外溢效應(yīng)。本文借鑒LeSage and Pace(2009)提出的偏導(dǎo)矩陣法，將上述兩階段非物化型技術(shù)外溢效應(yīng)分別定義為E(SFofdi)和E(W·SFofdi)[38]；正如前文所述，進(jìn)口貿(mào)易和FDI在帶來物化型資本品技術(shù)的同時(shí)，也會伴隨非物化型技術(shù)的引進(jìn)，因此進(jìn)口貿(mào)易和FDI的首階段技術(shù)外溢效應(yīng)是雜糅了物化型和非物化型兩種技術(shù)，分別定義為E(SFim)和E(SFfdi)，由于物化型資本品只能固定使用于特定地理區(qū)位，因此進(jìn)口貿(mào)易和FDI的二階段技術(shù)外溢效應(yīng)就只有純粹的非物化型技術(shù)，分別定義為E(W·SFim)和E(W·SFfdi)；而母國知識資本存量對所在地區(qū)的局域技術(shù)溢出效應(yīng)E(SDR&D)及對所在地區(qū)以外其他地區(qū)的廣域技術(shù)溢出效應(yīng)E(W·SDR&D)也參照相同方案予以界定[注]雖然進(jìn)口貿(mào)易與FDI給東道國帶來物化型資本品設(shè)備，但也會給東道國引進(jìn)意識和經(jīng)驗(yàn)等非物化型技術(shù)，因此進(jìn)口貿(mào)易與FDI的技術(shù)外溢也不會僅局限于貿(mào)易和投資所在地，也會產(chǎn)生區(qū)域間溢出效應(yīng)，劉舜佳(2013)、劉舜佳和生延超(2014)在Coe and Helpman(1995)、Pottelsberghe and Lichtenberg(1998)經(jīng)典模型上的擴(kuò)展研究就證實(shí)了這一點(diǎn)，也包括對本國知識資本存量局域和廣域溢出效應(yīng)的測度[34,39]。。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)指標(biāo)

1.全要素生產(chǎn)率測度

Fare(1994)提出的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)已成為量化全要素生產(chǎn)率的常用方法[40]。該方案用面板數(shù)據(jù)擬合一個(gè)生產(chǎn)前沿面以用作實(shí)際生產(chǎn)效率的參照，然后將各截面單元在空間維度和時(shí)間維度所處的實(shí)際生產(chǎn)點(diǎn)與該生產(chǎn)前沿面進(jìn)行對比得到Malmquist全要素生產(chǎn)率。

在實(shí)際測度該指數(shù)時(shí)，本文以中國大陸30個(gè)省1952年不變價(jià)格衡量的GDP數(shù)據(jù)來代表產(chǎn)出數(shù)據(jù)。投入數(shù)據(jù)包含物質(zhì)資本存量和勞動力投入，其中物質(zhì)資本存量以單豪杰(2008)提出的測算方法予以衡量[41]；而勞動力投入測算需要消除不同教育程度帶來的異質(zhì)性偏誤，參照王少國和潘恩陽(2017)所采用的教育支出法，將中國勞動力在5個(gè)教育程度上(文盲、小學(xué)、初中、高中和專科以上)的差異予以標(biāo)準(zhǔn)化，然后匯總求和[42]。

2.技術(shù)外溢指標(biāo)量化

國內(nèi)不少學(xué)者對Pottelsberghe等(2001)在國家層面設(shè)計(jì)的進(jìn)口貿(mào)易、FDI技術(shù)外溢量化指標(biāo)予以擴(kuò)展，以適用于中國大陸省際層面的檢驗(yàn)。本文據(jù)此繼續(xù)拓展OFDI技術(shù)外溢量化指標(biāo)：

(6)

(7)

(8)

國外知識資本存量(SFR&D)和國內(nèi)知識資本存量(SDR&D)數(shù)據(jù)都采用永續(xù)盤存法予以估算，估算當(dāng)中所采用的資產(chǎn)折舊率參照大多數(shù)文獻(xiàn)取5%，樣本初始年份的知識資本存量數(shù)據(jù)參照Griliches(1979)作法，用當(dāng)年研發(fā)支出額除以樣本期間R&D支出增長率的幾何平均值與5%的折舊率之和得到[43]。

3.空間權(quán)重矩陣

空間權(quán)重矩陣設(shè)定需考慮“地理學(xué)第一定律”，即空間溢出效應(yīng)隨著地理距離延伸而趨于衰減，因此要反映非物化型技術(shù)在中國內(nèi)陸地區(qū)的后續(xù)二次溢出效應(yīng)，那么區(qū)域間的毗鄰關(guān)系是空間權(quán)重矩陣元素值設(shè)定的關(guān)鍵。對區(qū)域間毗鄰關(guān)系的設(shè)定方案有多種，有考慮地理毗鄰，也有考慮經(jīng)濟(jì)毗鄰，還有同時(shí)考慮地理和經(jīng)濟(jì)毗鄰。為了驗(yàn)證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文擬采用如下幾種空間權(quán)重矩陣設(shè)定方案：

地理權(quán)重矩陣1W。其矩陣元素值設(shè)定以兩區(qū)域間是否共享地理邊界為準(zhǔn)，若共享地理邊界，則矩陣元素值設(shè)定為1，反之則為0，設(shè)定完后按行和為1進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣2W。相當(dāng)多的研究將區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性視作空間溢出的主要通道，即使兩地區(qū)間的地理距離也比較遙遠(yuǎn)。設(shè)定經(jīng)濟(jì)毗鄰參考的指標(biāo)較多，通常以兩地區(qū)間是否具有相當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)體量來加以衡量。參照大多數(shù)研究，本文假定兩地區(qū)間GDP差異越小，則它們之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)，以兩地區(qū)GDP之差的絕對值的倒數(shù)來衡量這種反向關(guān)系：

(9)

復(fù)合權(quán)重矩陣3W。同時(shí)考慮地理毗鄰和經(jīng)濟(jì)毗鄰，將地理權(quán)重矩陣右乘經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣得到3W=1W×2W。

K階最近鄰域矩陣4W-k。以地理毗鄰為基礎(chǔ)兼顧經(jīng)濟(jì)毗鄰，其設(shè)定原則是計(jì)算出樣本當(dāng)中某一截面地區(qū)與其余地區(qū)之間的地理距離，然后假定與其中k個(gè)地區(qū)之間存在毗鄰關(guān)系，在空間權(quán)重矩陣當(dāng)中相應(yīng)位置設(shè)定元素值為1，其余為0。根據(jù)中國省域之間的毗鄰關(guān)系，本文將k值分別取7-9。

4.數(shù)據(jù)樣本來源

技術(shù)溢出國與大多數(shù)OFDI逆向技術(shù)外溢研究保持一致，挑選OECD國家，因?yàn)镺ECD國家多數(shù)為發(fā)達(dá)國家，技術(shù)研發(fā)能力強(qiáng)、研發(fā)支出經(jīng)費(fèi)高，也是傳統(tǒng)技術(shù)所有權(quán)壟斷優(yōu)勢國家。本文挑選的OECD國家除了G7國以外，還包括其余10個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體[注]加拿大、法國、德國、意大利、日本、英國、美國、澳大利亞、比利時(shí)、芬蘭、愛爾蘭、以色列、韓國、荷蘭、葡萄牙、西班牙和土耳其。。指標(biāo)核算所用到的研發(fā)支出額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、資本形成額來自O(shè)ECD網(wǎng)站和世界銀行網(wǎng)站。

技術(shù)外溢的收納地區(qū)為中國大陸30個(gè)省。全部指標(biāo)測算所用到的GDP及其平減指數(shù)、物質(zhì)資本投資額、勞動力人口、教育經(jīng)費(fèi)支出、研發(fā)支出額、固定資產(chǎn)價(jià)格平減指數(shù)、進(jìn)口貿(mào)易額、FDI、OFDI取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國對外直接投資公報(bào)》。樣本時(shí)期跨度為2002-2015年，個(gè)別地區(qū)或年份缺失數(shù)據(jù)用相鄰年份平均值予以插補(bǔ)。

(二)檢驗(yàn)結(jié)果

1.模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對Pottelsberghe and Lichtenberg(2001)開創(chuàng)的OFDI逆向技術(shù)外溢模型進(jìn)行空間擴(kuò)容，其空間模型設(shè)定形式是否有別于經(jīng)典線性模型以更適宜擬合實(shí)證樣本的數(shù)據(jù)生成方式(DGP)，是需要進(jìn)行模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)的。不少空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)專家也指出，在放寬OLS嚴(yán)格假定之后發(fā)展起來的空間計(jì)量模型，需要就其模型設(shè)定形式的穩(wěn)健性進(jìn)行驗(yàn)證[44]。Elhorst(2012)就空間面板模型設(shè)定形式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)提出整套方案：線性模型遺漏空間交互效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)以及空間面板模型設(shè)定形式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)[45]。本文基于上述方案對P-L(2001)模型空間擴(kuò)容的合理性進(jìn)行驗(yàn)證。

線性模型遺漏空間交互效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。該步檢驗(yàn)遵循“從特異到一般(From Specific to General)”的思路，即分別將線性模型和空間模型的設(shè)定結(jié)構(gòu)視作特異性和一般性，估計(jì)線性模型后，就其殘差是否遺漏兩種空間交互效應(yīng)(空間滯后項(xiàng)和空間誤差項(xiàng))進(jìn)行(穩(wěn)健)LM檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 經(jīng)典線性P-L(2001)模型遺漏空間 交互效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：省略線性面板模型參數(shù)估計(jì)值以節(jié)省版面。***代表在1%的置信度水平；[]為p值。

表2在面板數(shù)據(jù)的各種固定效應(yīng)設(shè)定下，就線性模型是否遺漏空間交互效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可知，經(jīng)典P-L(2001)模型不應(yīng)遺漏空間交互效應(yīng)：①首先，從遺漏空間交互效應(yīng)的檢驗(yàn)看，無論采用哪種固定效應(yīng)設(shè)定形式，LM值都可以在1%的置信度水平上拒絕“P-L(2001)模型沒有遺漏空間滯后項(xiàng)(Spatial Lag)或空間誤差項(xiàng)(Spatial Error)”的原假設(shè)，穩(wěn)健LM值所得結(jié)論亦是如此。這就直接拒絕了線性模型是對數(shù)據(jù)樣本的最適擬合。②其次，從線性模型的擬合優(yōu)度看，四種固定效應(yīng)設(shè)定形式下的擬合優(yōu)度均較低，截面固定效應(yīng)設(shè)定形式下的擬合優(yōu)度最高，但也僅為0.4519，結(jié)合擬合優(yōu)度的定義，這就提示線性模型可能遺漏了比較重要的解釋變量。另外，針對截面、時(shí)期固定效應(yīng)聯(lián)合檢驗(yàn)結(jié)果均表明在1%的置信度水平上無法拒絕“截面或時(shí)期固定效應(yīng)聯(lián)合不顯著”的原假設(shè)，說明空間面板模型應(yīng)同時(shí)采用截面和時(shí)期雙向固定效應(yīng)。

空間面板模型設(shè)定形式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。該步檢驗(yàn)遵循“從一般到特異(From General to Specific)”的思路，因?yàn)楸疚目臻g擴(kuò)展所得模型是空間杜賓模型(SDM)，較之空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)，其模型設(shè)定形式具有一般性，本質(zhì)上SDM嵌套(Nest)SLM和SEM[45]，因此該步檢驗(yàn)就是對設(shè)定形式具有一般性的SDM進(jìn)行參數(shù)約束性檢驗(yàn)，驗(yàn)證其能否退化成設(shè)定形式具有特異性的SLM或SEM，以提高估計(jì)效率。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

采用6種空間權(quán)重矩陣來估計(jì)空間P-L模型(5)式，估計(jì)結(jié)果報(bào)告于表3上半部分；然后對模型設(shè)定參數(shù)約束性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告于表3下半部分。從空間P-L模型的估計(jì)結(jié)果來看，驗(yàn)證了之前對經(jīng)典線性P-L模型遺漏了空間交互效應(yīng)的推測：①首先，從空間模型擬合優(yōu)度看，6種空間權(quán)重矩陣設(shè)定形式下的擬合優(yōu)度均達(dá)到了90%以上，較之經(jīng)典線性P-L模型的擬合優(yōu)度有了較大幅度提升，這說明經(jīng)典線性P-L模型遺漏了具有重要解釋力的空間交互變量，而空間模型在納入這些空間交互效應(yīng)之后，增強(qiáng)了模型解釋力度，比經(jīng)典線性P-L模型設(shè)定更為合理。②其次，從代表空間相關(guān)性的參數(shù)γ估計(jì)值看，6種空間權(quán)重矩陣設(shè)定形式下均為正，且均至少在5%的置信度水平上具有顯著性，這也從側(cè)面說明空間模型建立的合理性；其經(jīng)濟(jì)釋義說明在扣除掉資本和勞

表3 空間P-L模型設(shè)定形式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：空間P-L模型的參數(shù)估計(jì)沒有經(jīng)濟(jì)意義，故未報(bào)告以節(jié)省版面；隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)值未予以報(bào)告。()和[]中分別為t值和p值。

動力這兩種有形要素投入之后，無形生產(chǎn)要素對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)在區(qū)域間是具有較強(qiáng)相關(guān)性的，這也暗示非物化型技術(shù)這種無形生產(chǎn)要素存在空間溢出效應(yīng)。

從空間模型參數(shù)約束性檢驗(yàn)結(jié)果看，無論采用哪種空間權(quán)重矩陣，Wald和LM值均可在1%的置信度水平上拒絕“SDM可退化成SLM或SEM”的原假設(shè)，這說明本文理論上依據(jù)非物化型技術(shù)空間溢出屬性對經(jīng)典P-L(2001)模型擴(kuò)容得到的空間設(shè)定結(jié)構(gòu)，在對實(shí)證樣本的數(shù)據(jù)生成方式進(jìn)行擬合時(shí)，與SLM和SEM模型存在本質(zhì)區(qū)別，SDM才是對樣本數(shù)據(jù)的最適擬合。另外，空間面板模型的Hausman檢驗(yàn)值可在1%的置信度水平上拒絕“隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)與固定效應(yīng)估計(jì)不存在系統(tǒng)性偏差”的原假設(shè)，故此處僅報(bào)告SDM的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果予以省略，后文經(jīng)濟(jì)釋義參照固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。

2.OFDI非物化型技術(shù)兩階段空間逆向溢出效應(yīng)

表4按LeSage等(2009)的偏導(dǎo)矩陣法給出了兩階段技術(shù)外溢效應(yīng)估計(jì)結(jié)果[38]。

表4 基于偏導(dǎo)矩陣法測度的兩階段技術(shù)外溢效應(yīng)

首階段技術(shù)外溢效應(yīng)。從三種外溢渠道的首階段技術(shù)外溢效應(yīng)看，可得如下結(jié)論：①OFDI產(chǎn)生了顯著的逆向技術(shù)外溢。6種空間權(quán)重矩陣設(shè)定形式下的OFDI首階段逆向技術(shù)外溢效應(yīng)不僅為正，而且均至少在5%的置信度水平上顯著。說明中國通過對OECD國家的物化型資本品輸出，獲得了非物化型技術(shù)反饋，有利于本國TFP提升，也證實(shí)了在“走出去”的國家大背景下，我國對OECD集團(tuán)的直接投資屬于戰(zhàn)略性資產(chǎn)獲取型。②進(jìn)口貿(mào)易和FDI產(chǎn)生了顯著的技術(shù)外溢。6種空間權(quán)重矩陣設(shè)定形式下的進(jìn)口貿(mào)易和FDI首階段技術(shù)外溢效應(yīng)均為正，且大都也在5%的置信度水平上顯著。說明這兩種渠道也產(chǎn)生了技術(shù)外溢，這與之前大多數(shù)研究所得結(jié)論保持一致。由于進(jìn)口貿(mào)易和FDI是將物化型資本品從OECD國家輸入到我國，同時(shí)也必將伴隨國外先進(jìn)做法和觀念的引進(jìn)，因此進(jìn)口貿(mào)易和FDI的首階段技術(shù)外溢實(shí)質(zhì)上是混合了物化型技術(shù)和非物化型技術(shù)。③進(jìn)口貿(mào)易與FDI的首階段技術(shù)外溢效應(yīng)強(qiáng)于OFDI的首階段非物化型技術(shù)外溢效應(yīng)。以采用復(fù)合權(quán)重矩陣為例(2W)，進(jìn)口貿(mào)易與FDI的首階段技術(shù)外溢效應(yīng)分別為0.0521和0.0654，表明進(jìn)口貿(mào)易和FDI的技術(shù)外溢強(qiáng)度每提高1%，給TFP分別帶來5.21%和6.54%的提升[注]模型估計(jì)時(shí)僅自變量均采用自然對數(shù)形式。，強(qiáng)于OFDI非物化型技術(shù)逆向溢出給TFP帶來的2.78%提升。這一對比結(jié)論在使用其他空間權(quán)重矩陣的情況下同樣具有穩(wěn)健性。之所以進(jìn)口貿(mào)易與FDI的首階段物化型技術(shù)外溢效應(yīng)，要強(qiáng)于OFDI的首階段非物化型逆向技術(shù)外溢效應(yīng)，原因可能與當(dāng)前中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)處于轉(zhuǎn)型期有關(guān)。眾所周知，改革開放以來國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最缺的就是工業(yè)建設(shè)所需的各種資本品設(shè)備，而此時(shí)進(jìn)口貿(mào)易以及通過外商直接投資引進(jìn)的資本品設(shè)備很好地彌補(bǔ)了國內(nèi)對物化型技術(shù)的巨大需求缺口，而以管理經(jīng)驗(yàn)、品牌意識等為代表的非物化型技術(shù)還不是進(jìn)口和招商引資所在地區(qū)在此時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的優(yōu)先考慮，這就直接表現(xiàn)為進(jìn)口貿(mào)易和FDI在首階段表現(xiàn)出來的物化型技術(shù)外溢效應(yīng)強(qiáng)于OFDI在首階段的非物化型技術(shù)逆向外溢效應(yīng)。④國內(nèi)研發(fā)知識資本存量局域外溢效應(yīng)顯著。6種空間權(quán)重矩陣設(shè)定形式下的國內(nèi)研發(fā)知識資本存量局域外溢效應(yīng)，不僅為正且大都也在5%的置信度水平上顯著。表明國內(nèi)技術(shù)自主創(chuàng)新促進(jìn)了TFP進(jìn)步，復(fù)合權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果顯示國內(nèi)研發(fā)知識資本存量的局域溢出給TFP帶來2.87%的提升，這一系數(shù)與OFDI逆向技術(shù)外溢效應(yīng)估計(jì)值相當(dāng)，但低于進(jìn)口貿(mào)易和FDI技術(shù)外溢效應(yīng)估計(jì)值。

二階段技術(shù)外溢效應(yīng)。從三種外溢渠道的二階段技術(shù)外溢效應(yīng)看，可得如下結(jié)論：①OFDI逆向溢出的非物化型技術(shù)在中國內(nèi)陸區(qū)域間產(chǎn)生了顯著的后續(xù)二次溢出。分別采用6種空間權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果顯示，OFDI在第二階段的非物化型技術(shù)外溢效應(yīng)不僅全為正，而且大都也在5%的置信度水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這說明中國企業(yè)通過OFDI在OECD國家獲取的非物化型技術(shù)不會僅用于海外市場，也會用于母國國內(nèi)市場，對中國內(nèi)陸區(qū)域產(chǎn)生了空間溢出效應(yīng)，這就驗(yàn)證了Fosfuri等(2010)納入“逆向技術(shù)溢出”因素的OFDI決策模型的理論預(yù)測[8]。②伴隨進(jìn)口貿(mào)易和FDI引進(jìn)的非物化型技術(shù)產(chǎn)生了顯著的后續(xù)二次溢出。分別采用6種空間權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果顯示，進(jìn)口貿(mào)易和FDI于第二階段的技術(shù)外溢效應(yīng)不僅均為正，而且大都也在10%的置信度水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，僅在地理權(quán)重矩陣(1W)設(shè)定形式下，進(jìn)口貿(mào)易第二階段技術(shù)外溢效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。表明進(jìn)口貿(mào)易和FDI在將物化型資本品引進(jìn)到貿(mào)易所在地及投資發(fā)生地之后，伴隨而來的非物化型技術(shù)不會僅停留于物化型資本品所在的局域地區(qū)，而是之后還會對中國內(nèi)陸區(qū)域形成后續(xù)二次溢出。③OFDI第二階段的非物化型技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于進(jìn)口貿(mào)易和FDI第二階段的非物化型技術(shù)溢出效應(yīng)。以復(fù)合權(quán)重矩陣為例，OFDI第二階段的技術(shù)外溢效應(yīng)估計(jì)值為0.0488，分別高于第二階段進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)外溢效應(yīng)0.0061和FDI技術(shù)外溢效應(yīng)0.0034。這說明相對于進(jìn)口貿(mào)易與FDI所側(cè)重溢出的物化型資本品技術(shù)，OFDI溢出的非物化型技術(shù)還會在后續(xù)第二階段持續(xù)提供強(qiáng)大推助力給TFP。OFDI第二階段技術(shù)外溢給TFP帶來4.88%的提升，與其第一階段技術(shù)外溢給TFP帶來2.78%的提升相比，前后相差2.1%，增幅非常明顯；而與此形成強(qiáng)烈反差的是，進(jìn)口貿(mào)易與FDI在第一階段的技術(shù)外溢給TFP分別帶來5.21%和6.54%的提升，但到了第二階段，兩外溢渠道對TFP的提升效果就分別降至0.61%和0.34%，降幅非常明顯，這說明進(jìn)口貿(mào)易與FDI主要給中國帶來物化型資本品技術(shù)，伴隨兩者的非物化型技術(shù)外溢效應(yīng)并不如OFDI那樣強(qiáng)烈。④國內(nèi)技術(shù)自主創(chuàng)新的廣域外溢效應(yīng)不顯著。分別采用6種空間權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果顯示，國內(nèi)研發(fā)知識資本存量的廣域外溢效應(yīng)估計(jì)值雖然為正，但均未通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明國內(nèi)自主創(chuàng)新技術(shù)還未能形成空間擴(kuò)散。

總溢出效應(yīng)?？傄绯鲂?yīng)是對首階段、次階段這兩階段外溢效應(yīng)的匯總估計(jì)。對三種外溢渠道總溢出效應(yīng)的對比分析可得如下結(jié)論：①進(jìn)口貿(mào)易、FDI和OFDI這三種外溢渠道的總溢出效應(yīng)不僅為正且大都具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的顯著性，僅進(jìn)口貿(mào)易的總溢出效應(yīng)在使用空間權(quán)重矩陣1W時(shí)未能通過最低限度(10%)的置信度檢驗(yàn)，這表明改革開放以來，無論是進(jìn)口貿(mào)易還是FDI、擬或是OFDI，均在總體上顯著提升了我國全要素生產(chǎn)率水平，這一結(jié)論與之前大多數(shù)類似研究所得結(jié)論是相同的。因此，今后需要進(jìn)一步并深入擴(kuò)大對外開放領(lǐng)域，讓我國經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)型升級持續(xù)獲得來自外部市場的支持。②OFDI的總外溢效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易與FDI的總溢出效應(yīng)，這一結(jié)論無論是采用哪種空間權(quán)重矩陣均成立，且這一對比結(jié)果與第二階段三種外溢渠道的外溢效應(yīng)對比結(jié)果保持一致，這說明雖然進(jìn)口貿(mào)易與FDI直接引進(jìn)的物化型資本品技術(shù)在第一階段對所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)更為明顯，但就中國內(nèi)陸區(qū)域之間的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)而言，OFDI通過物化型資本品設(shè)備輸出而從海外市場反饋回來的非物化型技術(shù)，對中國內(nèi)陸其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)則更為明顯，其中原因不外乎與三種溢出渠道所外溢的技術(shù)類型有關(guān)，進(jìn)口貿(mào)易與FDI所溢出的技術(shù)類型主要是物化型技術(shù)，這些具有實(shí)體物理形態(tài)的資本品設(shè)備只能固定于其所在的局域地區(qū)使用，對周邊廣域地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的支持則極其有限，而OFDI是將本國的實(shí)體資本品技術(shù)輸出到海外市場，借此反饋回來國際市場較為前沿的非物化型技術(shù)，而這種不具有實(shí)體物理屬性的隱性技術(shù)具有明顯的空間擴(kuò)散屬性，不僅能在局域空間促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而且其所具有的區(qū)域間復(fù)刻性還能顯著促進(jìn)廣域空間范圍內(nèi)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。故整體來看，OFDI所外溢的非物化型技術(shù)對我國經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的提升能夠產(chǎn)生更大的影響。

五、結(jié)論及政策建議

通過區(qū)分FDI和OFDI技術(shù)外溢類型，依據(jù)非物化型技術(shù)空間外溢屬性將Pottelsberghe和Lichtenberg(2001)開創(chuàng)的OFDI逆向技術(shù)外溢模型予以空間擴(kuò)容，實(shí)證檢驗(yàn)2002-2015年間OFDI對中國大陸30省的非物化型技術(shù)兩階段空間逆向溢出效應(yīng)，結(jié)果顯示：三種外溢渠道均對中國TFP產(chǎn)生了技術(shù)外溢效應(yīng)；其中進(jìn)口貿(mào)易和FDI的首階段技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于OFDI的首階段非物化型技術(shù)外溢效應(yīng)，但進(jìn)口貿(mào)易和FDI帶來的非物化型技術(shù)在中國內(nèi)陸區(qū)域間的第二階段技術(shù)外溢效應(yīng)卻弱于OFDI第二階段非物化型技術(shù)外溢效應(yīng)；國內(nèi)技術(shù)自主創(chuàng)新僅有利于局域TFP提升，未能產(chǎn)生廣域空間溢出效應(yīng)；上述結(jié)論在置換不同空間權(quán)重矩陣時(shí)具有穩(wěn)健性。表明進(jìn)口貿(mào)易和FDI側(cè)重溢出的物化型資本品技術(shù)有別于OFDI逆向溢出的非物化型技術(shù)，OFDI非物化型技術(shù)的廣域空間外溢更有助于TFP提升。

基于上述結(jié)論，我們提出以下幾點(diǎn)政策建議：①繼續(xù)堅(jiān)持改革開放和“走出去”的方針政策，優(yōu)先發(fā)展對外直接投資。三種外溢渠道都對中國產(chǎn)生了技術(shù)外溢效應(yīng)，說明開放條件下通過吸收國際科技創(chuàng)新，有助于我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展；但應(yīng)大力發(fā)展對外直接投資，因?yàn)閷?shí)證結(jié)果顯示OFDI的非物化型技術(shù)溢出比進(jìn)口貿(mào)易和FDI更能夠在中國內(nèi)陸廣域空間范圍內(nèi)推動TFP提升，同時(shí)多年以來“市場換技術(shù)”引資策略的失誤以及“三來一補(bǔ)”粗加工貿(mào)易模式的實(shí)踐，都說明在目前中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)上，更應(yīng)該主動“走出去”，通過接近世界科技發(fā)展的最前沿來彌補(bǔ)國內(nèi)自主創(chuàng)新環(huán)節(jié)的薄弱。同時(shí)，在當(dāng)前戰(zhàn)略發(fā)展期，由于包括經(jīng)驗(yàn)、技能、信息等在內(nèi)的非物化型技術(shù)形態(tài)具有隱性知識和文化的屬性，所以在中國企業(yè)“走出去”過程中，還要重視知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)和國家文化安全的維護(hù)[46]。②甄選對外直接投資的目標(biāo)國和目標(biāo)產(chǎn)業(yè)，完善國內(nèi)非物化型技術(shù)空間擴(kuò)散所需的軟硬件環(huán)境。投資去向國和去向產(chǎn)業(yè)決定了逆向溢出的技術(shù)先進(jìn)性和實(shí)用性，因此投資的目標(biāo)國應(yīng)該選取那些擁有百年市場經(jīng)驗(yàn)沉積且擁有全球產(chǎn)、學(xué)、研網(wǎng)絡(luò)體系的國家，投資的目標(biāo)產(chǎn)業(yè)也應(yīng)該是那些已經(jīng)形成產(chǎn)業(yè)集聚且能夠吸引全球科技人才的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，包括集成電路產(chǎn)業(yè)、軟件產(chǎn)業(yè)、云計(jì)算產(chǎn)業(yè)、物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)、移動互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)、電子商務(wù)產(chǎn)業(yè)、生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)、新能源產(chǎn)業(yè)和文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)等，加快推進(jìn)制造與服務(wù)的協(xié)同發(fā)展，促進(jìn)商業(yè)模式創(chuàng)新和業(yè)態(tài)創(chuàng)新，大力發(fā)展與制造業(yè)緊密相關(guān)的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，推動服務(wù)功能區(qū)和服務(wù)平臺建設(shè)。正如2016年《“十三五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》中提出的那樣，要開啟多業(yè)態(tài)聯(lián)動的創(chuàng)意開發(fā)模式，提高不同內(nèi)容形式之間的融合程度和轉(zhuǎn)換效率，努力形成具有世界影響力的數(shù)字創(chuàng)意品牌，支持中華文化“走出去”。此外，應(yīng)進(jìn)一步完善快捷方便的交通通訊基礎(chǔ)設(shè)施，為人力資本的空間流動提供硬件條件，同時(shí)在區(qū)域制度變革以及人力資本積累上狠下功夫，以承接非物化型技術(shù)的空間擴(kuò)散。③結(jié)合新時(shí)代“一帶一路”倡議和高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，激發(fā)各類企業(yè)主體“走出去”活力，不斷提升全要素生產(chǎn)率。以“一帶一路”沿線國家為主要投資目標(biāo)的中國OFDI快速崛起，是與2013年國家提出的“一帶一路”倡議分不開的，同時(shí)與新時(shí)代國家高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)也具有一致性。作為推動高質(zhì)量發(fā)展的主線，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革客觀要求推進(jìn)要素市場化配置改革，淘汰落后產(chǎn)能，大力培育新動能，強(qiáng)化科技創(chuàng)新，推動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能和實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合，真正實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[47]。同時(shí)，作為推動中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)，企業(yè)這一市場主體極為重要，我們不僅要深化國有企業(yè)改革，不斷提升國有企業(yè)生產(chǎn)效率和競爭力，而且還需要大力支持民營企業(yè)發(fā)展，全面落實(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策，消除產(chǎn)權(quán)保護(hù)的所有制歧視，激發(fā)和保護(hù)企業(yè)家精神，為有實(shí)力的中國企業(yè)“走出去”爭取公平的國際競爭環(huán)境。