吸收能力、中國對美國OFDI逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

一 引 言

對外直接投資逆向技術溢出效應是指在開放經(jīng)濟條件下，投資國主動向被投資國進行直接投資以獲取國外先進技術和知識并傳遞回投資國，從而促進投資國技術進步和產(chǎn)業(yè)升級。世界銀行認為：發(fā)展中國家技術進步既取決于獲取技術的途徑，也取決于其對技術的吸收能力。自加入WTO以來，我國對外直接投資快速增長，2014年中國對外直接投資(OFDI)超過外商對華直接投資(FDI)，成為“凈資本輸出國”。美國是我國技術尋求型對外直接投資的主要目標國，中國對美直接投資近年持續(xù)增加。據(jù)商務部統(tǒng)計，2015年美國成為中國對外直接投資存量最高的單一國家，對美直接投資存量高達605.8億美元。從流量趨勢上來看，2008年開始，我國對美直接投資流量大幅度、波動性上漲；但2017年特朗普上臺后對中國企業(yè)在美直接投資實施嚴格的監(jiān)管政策，尤其是中國企業(yè)并購美國高新技術企業(yè)。據(jù)美國政府部門初步統(tǒng)計，2017年中國對美OFDI大幅降低，僅為64.3億美元(如圖1)。同時期我國第三產(chǎn)業(yè)增加值迅速增加，并于2012年開始超過第二產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整優(yōu)化。

雖然中國對美直接投資發(fā)展迅速，但是也不可避免地面臨美國越來越嚴格的審查。那么，在美國嚴格的監(jiān)管措施下，中國對美大規(guī)模直接投資活動中，中國企業(yè)是否吸收了來自美國的逆向技術溢出，是否推動了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級？此外，我國各省(1)各省是指我國31個省、直轄市、自治區(qū)，東部地區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)：四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平等方面具有不平衡性，對美直接投資逆向技術溢出對各省產(chǎn)業(yè)升級的影響是否不同？又有哪些因素影響了我國對美直接投資逆向技術溢出作用于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級？現(xiàn)階段，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級處于攻堅期，研究我國對美直接投資逆向技術溢出效應異質(zhì)性以及吸收能力的影響，對于我國及時調(diào)整對外直接投資方向、各省創(chuàng)造良好的吸收環(huán)境、利用對外直接投資逆向技術溢出，從而推動當?shù)丶夹g進步和產(chǎn)業(yè)升級具有重要的現(xiàn)實意義。

圖1 產(chǎn)業(yè)增加值和我國對美直接投資變動趨勢資料來源：Wind數(shù)據(jù)庫。

二 國內(nèi)外相關研究現(xiàn)狀及評述

(一)OFDI逆向技術溢出效應存在性和地區(qū)差異性研究

對外直接投資逆向技術溢出對技術進步影響的研究，始于Kogut 和 Chang(1991)[1]，他們研究發(fā)現(xiàn)日本對美國的OFDI集中于技術密集型產(chǎn)業(yè)。之后Fosfuri和Motta(1999)[2]構(gòu)建古諾競爭模型，證明兩個有技術差異但同質(zhì)的企業(yè)可通過對外直接投資來促進母國公司的生產(chǎn)效率和技術進步。Herzer(2011)[3]、付海燕(2014)[4]、Xiao和Liu(2014)[5]利用發(fā)展中國家對外直接投資數(shù)據(jù)進行實證檢驗，證明對外直接投資逆向技術溢出效應顯著存在。Bitzer和Kerekes(2008)[6]研究發(fā)現(xiàn)OECD國家的OFDI逆向技術溢出效應并不明顯，且在國家之間存在顯著差異。李梅和柳士昌(2012)[7]利用省級面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，證明總體上積極的OFDI逆向技術溢出效應并不存在，但是OFDI逆向技術溢出存在顯著的地區(qū)差異性，東部地區(qū)有積極的逆向技術溢出效應產(chǎn)生。葉建平等(2014)[8]、衣長軍等(2015)[9]也認為OFDI逆向技術溢出對母國各地區(qū)技術進步影響不盡相同，東部地區(qū)逆向技術溢出效應顯著。

部分學者研究OFDI逆向技術溢出對創(chuàng)新能力的影響。宋躍剛和杜江(2015)[10]運用GMM模型，實證檢驗了OFDI逆向技術溢出對區(qū)域技術創(chuàng)新能力的提升作用，結(jié)果表明，在總體上OFDI逆向技術溢出能顯著提高區(qū)域技術創(chuàng)新能力。毛其淋和許家云(2014)[11]、Li et al.(2016)[12]、李娟等(2017)[13]也認為對外直接投資逆向技術溢出能夠顯著地提高國內(nèi)創(chuàng)新能力。

關于OFDI逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級的影響，Cozza et al.(2015)[14]、賈妮莎和申晨(2016)[15]研究表明OFDI有利于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。潘素昆和袁然(2014)[16]、卜偉和易倩(2015)[17]研究認為OFDI通過技術溢出等渠道來帶動產(chǎn)業(yè)的進步與發(fā)展。王麗和韓玉軍(2017)[18]利用省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建GMM模型，分析OFDI逆向技術溢出與技術水平的交互項，實證結(jié)果表明OFDI逆向技術溢出通過促進技術進步進而推動產(chǎn)業(yè)升級。聶名華等(2017)[19]利用灰色關聯(lián)分析法研究的結(jié)果表明，OFDI逆向技術溢出是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的有效路徑。

(二)OFDI逆向技術溢出效應的影響因素研究

尹東東和張建清(2016)[20]以國內(nèi)研發(fā)投入、人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、基礎設施、金融發(fā)展規(guī)模表示吸收能力，利用GMM方法進行估計，研究表明現(xiàn)階段積極的逆向技術溢出效應尚未顯現(xiàn)，但吸收能力積極地促進了OFDI逆向技術溢出效應的實現(xiàn)。吳書勝和李斌(2015)[21]以人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放水平、技術差距和技術研發(fā)強度表示吸收能力，構(gòu)建PSTR模型驗證了OFDI與TFP的非線性關系，研究認為在吸收能力的閥值轉(zhuǎn)換條件下，中國對外直接投資與全要素生產(chǎn)率之間存在平滑轉(zhuǎn)換機制效應?？兹合驳?2018)[22]以人力資本、研發(fā)強度和技術差距表示吸收能力，分析表明吸收能力積極地影響OFDI逆向技術溢出效應，且存在門檻效應。韓慧和趙國浩(2018)[23]則以技術差距為門檻構(gòu)建了非線性雙門檻模型，認為在不同門檻取值區(qū)間內(nèi)OFDI逆向技術溢出對創(chuàng)新能力的促進作用呈倒U型特征。陶愛萍和盛蔚(2018)[24]也考慮了技術差距的影響，構(gòu)建門檻模型，研究發(fā)現(xiàn)在一定程度的技術差距下，OFDI逆向技術溢出促進產(chǎn)業(yè)升級，但跨越拐點后，這種效應會變?yōu)樨撓蚯也伙@著。

現(xiàn)有文獻表明，大部分學者在OFDI逆向技術溢出效應存在性上達成了一致，認為吸收能力是影響該效應的重要因素。但有關吸收能力對OFDI逆向技術溢出效應的影響，一些學者主要從吸收能力視角分析對外直接投資逆向技術溢出對技術進步的影響，而對外直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級的影響則研究不足。本文的貢獻在于：(1)通過研究中國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級的影響來實證分析OFDI逆向技術溢出效應，同時考察吸收能力對中國對美直接投資逆向技術溢出作用于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級的影響。(2)研究方法上，構(gòu)建PSTR模型，以技術差距、對外開放程度、經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、R&D研發(fā)強度、人力資本表示吸收能力，反映我國各省異質(zhì)性吸收能力在中國對美國直接投資逆向技術溢出作用于產(chǎn)業(yè)升級過程中的作用。

三 實證設計

(一)模型構(gòu)建與指標選取

首先，借鑒Coe和Helpman(1995)[25]構(gòu)建的國際R&D溢出模型，結(jié)合本文研究的問題，將對外直接投資作為重要的技術溢出渠道納入其中，構(gòu)建模型如下：

(1)

(2)

基于模型(2)，為了分析在我國對美直接投資逆向技術溢出作用于產(chǎn)業(yè)升級的過程中，母國吸收能力的影響，本文以吸收能力為轉(zhuǎn)換變量構(gòu)建面板平滑轉(zhuǎn)換模型(PSTR)進行相關實證分析。PSTR用一個連續(xù)的轉(zhuǎn)換函數(shù)代替面板門檻回歸模型(PTR)中離散的門檻變量，可以更好地把握面板數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性，并且允許模型參數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量的變化而做連續(xù)、平滑的非線性轉(zhuǎn)換。基于模型(2)以及Colletaz和Hurlin(2006)[26]關于PSTR模型的構(gòu)建原理，本文將所使用的PSTR模型表述為：

(3)

式(3)中，r表示轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)；qit表示轉(zhuǎn)換變量；εit為隨機擾動項；h(qit;γ,c)為轉(zhuǎn)換函數(shù)，其值介于0～1之間，是一個連續(xù)函數(shù)，也是轉(zhuǎn)換變量的約束函數(shù)。借鑒Gonzalez et al.(2004)[27]的做法，考慮以下轉(zhuǎn)換函數(shù)：

(4)

其中c=(c1, …，cm)′，c為轉(zhuǎn)換變量的位置參數(shù)，即門檻水平；γ為平滑參數(shù)，即斜率系數(shù)，決定轉(zhuǎn)換速度；m為轉(zhuǎn)換變量位置參數(shù)的個數(shù)。為從吸收能力角度考察我國對美直接投資逆向技術溢出對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級的影響，本文選取技術差距(GAP)、對外開放程度(open)、經(jīng)濟發(fā)展水平(rgdp)、金融發(fā)展水平(Fin)、R&D研發(fā)強度(STR)、人力資本(L)表示的吸收能力作為轉(zhuǎn)換變量，構(gòu)建如下計量模型：

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(二)變量解釋與數(shù)據(jù)說明

2008年開始，我國對美國直接投資流量大幅度上升，與此同時，隨著參與全球價值鏈分工的深入，我國逐步推進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，而受到美國政策因素的影響，2017年我國對美OFDI下降明顯，因此本文以2008-2016年31個省級行政區(qū)域數(shù)據(jù)為樣本進行實證分析，考察我國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級的影響。各變量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、世界銀行等。

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次

現(xiàn)有研究認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從不合理到合理的過程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低級到高級的過程。目前，衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的方法大致可分為三類：(1)根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展的不同階段用不同指標衡量，克拉克定律認為在發(fā)展初期可用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重作為產(chǎn)業(yè)升級指標，霍夫曼定律認為在重工業(yè)化階段可用輕工業(yè)與重工業(yè)產(chǎn)出之比作為產(chǎn)業(yè)升級指標，錢納里的標準結(jié)構(gòu)理論認為在服務化階段可用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標；(2)以三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比與對應權重的乘積度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化；(3)利用夾角余弦法測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相似程度，從而反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度?？紤]到我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，本文用以下三種方法衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次。

(1)錢納里標準結(jié)構(gòu)理論：

(11)

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)：

(12)

(3)夾角余弦法：首先以各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重形成三維向量(x1，x2，x3)，然后計算該向量與三個由低層次向高層次排列的向量(1，0，0)、(0，1，0)、(0，0，1)的夾角θ1、θ2、θ3，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次：

(13)

其中Y1, it、Y2, it、Y3, it分別表示我國t年i省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)之比。

2.國內(nèi)R&D資本存量

3.中國對美國直接投資逆向技術溢出

OFDI逆向技術溢出的計算如下：

(14)

4.人均國內(nèi)生產(chǎn)總值

控制變量人均國內(nèi)生產(chǎn)總值用各省人均GDP表示。

5.吸收能力

(1)技術差距(GAP)用國內(nèi)各省份勞動生產(chǎn)率和美國勞動生產(chǎn)率的比值表示，該值越小，說明技術差距越大，勞動生產(chǎn)率利用GDP/就業(yè)人數(shù)進行計算。(2)對外開放程度(open)利用歷年各省進出口總額占GDP的比重表示，即openit=IMit/GDPit。(3)經(jīng)濟發(fā)展水平(rgdp)用各地區(qū)歷年人均GDP表示。(4)金融發(fā)展水平(Fin)以各省金融機構(gòu)貸款與GDP之比表示。(5)R&D研發(fā)強度(STR)用各省當年R&D支出與當年GDP比值表示，即STRit=RDit/GDPit。(6)人力資本(L)用平均受教育年限表示，計算公式為：平均受教育年限=小學教育人數(shù)比重×6+初中教育人數(shù)比重×9+高中教育人數(shù)比重×12+大學教育人數(shù)比重×16。

四 實證結(jié)果分析

(一)單位根檢驗與最優(yōu)滯后階數(shù)確定

為了避免數(shù)據(jù)波動性帶來的偽回歸問題，本文對各變量進行LLC和ADF-Fisher單位根檢驗。檢驗結(jié)果表明，部分變量的水平序列并不平穩(wěn)，但是在5%的顯著性水平下，各變量的一階差分序列是平穩(wěn)的，即不存在單位根，所有變量均為一階單整。然后根據(jù)BIC最小化準則確定各變量最優(yōu)滯后階數(shù)，金融發(fā)展水平(Fin)的最優(yōu)滯后階數(shù)為4，人力資本(L)的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，技術差距(GAP)、對外開放水平(open)和研發(fā)強度(STR)的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，其他變量最優(yōu)滯后階數(shù)為0。

(二)線性檢驗與剩余非線性檢驗

運用PSTR模型進行估計之前， 首先檢驗模型是否存在非線性效應，原假設為H0：γ=0或H0：β1=β2=β3=0，即原假設為模型不存在非線性效應。若“線性檢驗”拒絕原假設，則進一步進行“剩余非線性檢驗”，檢驗轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)(H0：r=1，H1：r=2)。檢驗方法與“線性檢驗”類似，檢驗直至不再拒絕原假設即停止。本文對模型(5)-模型(10)中我國對美直接投資逆向技術溢出與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關系進行線性檢驗與剩余非線性檢驗，然后根據(jù)AIC和BIC最小化準則來確定位置參數(shù)個數(shù)，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)、位置參數(shù)個數(shù)的確定

“線性檢驗”結(jié)果表明，以吸收能力為轉(zhuǎn)換變量，所有模型拒絕了我國對美直接投資逆向技術溢出與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級為線性關系的原假設，二者存在顯著的非線性關系。通過進一步的剩余非線性檢驗，確定在m取不同值的情況下，各模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)r；最后根據(jù)AIC和BIC最小化準則確定模型(5)-模型(10)參數(shù)m和r的取值，各模型的最優(yōu)形式如表3所示。

(三)我國對美直接投資逆向技術溢出效應

表2 我國對美國直接投資逆向技術溢出效應全樣本回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在0.1%、1%、5%的水平下顯著。

(四)PSTR模型的參數(shù)估計結(jié)果與分析

1.技術差距、我國對美直接投資逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

以技術差距為轉(zhuǎn)換變量，模型存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)。表3中模型(5)的估計結(jié)果表明，線性部分我國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級有負向影響，而非線性部分則是正向影響，兩部分系數(shù)都顯著，技術差距存在單一門檻，門檻值為0.485。隨著我國各地區(qū)與美國技術差距的縮小，當技術差距跨過門檻值，我國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級表現(xiàn)出顯著的正向影響。中美技術差距在一定程度內(nèi)，我國企業(yè)才既有學習美國先進技術的空間也有吸收消化其先進技術的能力。在本文選取的樣本區(qū)間內(nèi)，約三分之一的觀測值跨過了門檻，與美國技術差距較??；2016年，有19個省級區(qū)域與美國的技術差距跨過門檻值，這些省份與美國技術差距有效提升了當?shù)貙γ乐苯油顿Y逆向技術溢出的吸收，推動了當?shù)禺a(chǎn)業(yè)升級。

表3 PSTR模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在0.1%、1%、5%的水平下顯著。

2.對外開放程度、我國對美直接投資逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

由表3的估計結(jié)果可知，模型(6)存在兩個轉(zhuǎn)換函數(shù)，系數(shù)均為正，但只有第二個轉(zhuǎn)換函數(shù)的系數(shù)在統(tǒng)計意義上顯著。即對外開放程度存在單一門檻，門檻值為0.831。當對外開放程度跨過門檻值時，我國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用。對外開放程度越大，各地與美國的聯(lián)系越密切，也更有機會吸收對美直接投資帶來的逆向技術溢出。在本文樣本區(qū)間內(nèi)， 2016年，僅上海和廣東跨過了門檻，對外開放積極促進了兩地區(qū)對美直接投資逆向技術溢出效應的實現(xiàn)，促進兩地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級。這表明目前對外開放程度未能顯著提升我國對美直接投資逆向技術溢出效應。

3.經(jīng)濟發(fā)展水平、我國對美直接投資逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

從表3的估計結(jié)果來看，當e>0時，我國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級有推動作用，經(jīng)濟發(fā)展水平存在單一門檻，門檻值為7110元。當各省人均GDP超過門檻值時，經(jīng)濟發(fā)展積極促進了各省對美直接投資逆向技術溢出效應的實現(xiàn)，對產(chǎn)業(yè)升級有顯著的推動作用。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，就越有能力支持技術進步和產(chǎn)業(yè)升級。2016年，我國所有省份經(jīng)濟發(fā)展水平均跨過門檻值。目前經(jīng)濟發(fā)展水平對我國吸收對美直接投資逆向技術溢出有積極的促進作用，有效推動了產(chǎn)業(yè)升級。

4.金融發(fā)展水平、我國對美直接投資逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

以金融發(fā)展水平為轉(zhuǎn)換變量的模型有兩個轉(zhuǎn)換函數(shù)，并且轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式為對稱模式。從表3估計結(jié)果來看，隨著金融發(fā)展水平的提高，我國對美直接投資逆向技術溢出對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級的影響既有積極作用又有消極作用。從各系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果來看，我國對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級的負效應并不顯著。此外，由于位置參數(shù)c1取值為負，因此金融發(fā)展水平存在單門檻效應，門檻值為1.609，當各省金融發(fā)展水平跨過門檻，我國對美直接投資逆向技術溢出對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級有正向推動作用。這表明較高的金融發(fā)展水平能夠給企業(yè)帶來更多的融資機會，給予企業(yè)“走出去”更多的資金支持，有利于企業(yè)吸收對美直接投資逆向技術溢出，從而推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級。本文觀測區(qū)間內(nèi)，2016年北京、上海和浙江跨過了門檻。這表明目前我國金融發(fā)展水平未能顯著提升我國對美OFDI逆向技術溢出效應。

5.研發(fā)強度、我國對美直接投資逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

根據(jù)表3估計結(jié)果，模型(9)兩個轉(zhuǎn)換函數(shù)的系數(shù)均顯著為正。當國內(nèi)研發(fā)強度在0.0066～0.0275之間時，我國對美直接投資逆向技術溢出對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級有積極影響，研發(fā)強度促進了OFDI逆向技術溢出效應的實現(xiàn)，推動了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級。隨著研發(fā)強度的提升，國內(nèi)研發(fā)資本存量隨之增加，也越能推動我國對OFDI逆向技術溢出的吸收，推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級；但是過度的研發(fā)投入可能造成資源浪費，并不會促進我國對美OFDI逆向技術溢出效應的實現(xiàn)。在觀測區(qū)間內(nèi)，72%的數(shù)據(jù)在0.0066～0.0275之間；2016年，廣東、江蘇、浙江等22個地區(qū)研發(fā)強度在該區(qū)間內(nèi)，北京、上海、天津三地區(qū)研發(fā)強度超過了門檻值0.0275。綜合來看，研發(fā)強度促進了我國對美直接投資逆向技術溢出效應的實現(xiàn)，推動了產(chǎn)業(yè)升級。

6.人力資本、我國對美直接投資逆向技術溢出與產(chǎn)業(yè)升級

以人力資本為轉(zhuǎn)換變量，模型(10)存在兩個轉(zhuǎn)換函數(shù)。從表3的估計結(jié)果來看，β21的值為負，β22的值為正，在統(tǒng)計意義上均顯著。當人力資本水平在7.65～9.51之間時，我國對美直接投資逆向技術溢出促進了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級，人力資本促進了逆向技術溢出效應的實現(xiàn)。人力資本達到一定的水平，我國企業(yè)才能更好地學習美國的先進技術，從而推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級；但是當人力資本過剩時，這也是一種資源浪費，不利于我國對美直接投資逆向技術溢出效應的實現(xiàn)。在本文樣本區(qū)間內(nèi)，75%的數(shù)據(jù)在7.65～9.51之間；2016年，廣州、江蘇、浙江等26個地區(qū)人力資本在該范圍內(nèi)，只有云南省人力資本水平低于7.65?？偟膩碚f，人力資本促進了我國對美直接投資逆向技術溢出效應的實現(xiàn)，推動了產(chǎn)業(yè)升級。

五 研究結(jié)論與政策建議

本文采用多種方式測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來反映產(chǎn)業(yè)升級，在深入分析我國對美OFDI逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級影響的基礎上，利用2008-2016年省級面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建PSTR模型，研究吸收能力在我國對美國直接投資逆向技術溢出作用于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級過程中的影響。研究結(jié)論是：(1)現(xiàn)階段我國對美直接投資逆向技術溢出沒有顯著推動我國產(chǎn)業(yè)升級。(2)技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)強度、人力資本顯著促進了我國對美直接投資逆向技術溢出對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級的影響。(3)對外開放程度和金融發(fā)展水平?jīng)]有促進我國對美直接投資逆向技術溢出對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級的影響。(4)由于各省吸收能力存在差異，各省對美直接投資逆向技術溢出對產(chǎn)業(yè)升級的影響不同。

基于以上研究的建議是：第一，適當調(diào)整我國對外直接投資布局，充分發(fā)揮我國對外直接投資逆向技術溢出對技術進步與產(chǎn)業(yè)升級的作用。第二，對于吸收能力強的省份，當?shù)卣畱诶^續(xù)增強吸收能力和保持對外直接投資規(guī)模的前提下，提高對國外直接投資質(zhì)量，有針對性地在技術含量較高的行業(yè)進行投資，充分吸收國外領先技術。第三，對于吸收能力較弱的地區(qū)，當?shù)卣畱摲e極提高對外開放程度和金融發(fā)展水平、增加技術研發(fā)比例、鼓勵創(chuàng)新，提高自身對國外先進技術的吸收能力。