中國OFDI反向技術(shù)溢出影響因素研究——基于東道國制度環(huán)境的視角

蔡冬青，劉厚俊

（南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京210093）

一、引 言

黨的十七大報(bào)告指出“提高自主創(chuàng)新能力，建設(shè)創(chuàng)新型國家，是國家發(fā)展戰(zhàn)略的核心，是提高綜合國力的關(guān)鍵”；《國家中長期科技規(guī)劃綱要（2006－2020）》將“自主創(chuàng)新”確立為國家戰(zhàn)略，指出“必須把提高自主創(chuàng)新能力作為國家戰(zhàn)略，貫徹到現(xiàn)代化建設(shè)的各個(gè)方面，貫徹到各個(gè)產(chǎn)業(yè)、行業(yè)和地區(qū)，大幅度提高國家競(jìng)爭(zhēng)力”。可見，創(chuàng)新能力作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，已得到國家和社會(huì)、企業(yè)的廣泛認(rèn)同。同時(shí)，我國《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展十二五規(guī)劃綱要》將創(chuàng)新歸為“原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新、引進(jìn)消化和吸收再創(chuàng)新”，為我國創(chuàng)新能力的形成指明了道路。但是在當(dāng)前激烈的國際競(jìng)爭(zhēng)下，依靠原始創(chuàng)新積累自主創(chuàng)新能力已經(jīng)難以趕超發(fā)達(dá)國家，在狠抓原始創(chuàng)新的同時(shí)，充分利用先進(jìn)技術(shù)在國際的傳遞，進(jìn)行集成創(chuàng)新和消化吸收再創(chuàng)新才是我國企業(yè)的合理選擇。我國利用國際技術(shù)傳遞的手段主要包括直接的技術(shù)貿(mào)易和人員流動(dòng)，以及間接的通過貨物貿(mào)易和外商直接投資的技術(shù)溢出。隨著我國對(duì)外直接投資（OFDI）規(guī)模的逐步擴(kuò)大，通過對(duì)外直接投資可以獲取發(fā)達(dá)國家的反向技術(shù)外溢，從而提高我國企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，這已經(jīng)在我國學(xué)術(shù)界（鄒玉娟，2008；汪斌等，2009；周游，2009；龔艷萍等，2009；白潔，2009；劉明霞等，2009；闞大學(xué)，2010）形成廣泛共識(shí)。接下來值得思考的問題是對(duì)外直接投資的反向技術(shù)外溢效應(yīng)在不同東道國、不同產(chǎn)業(yè)間是否一致，是否對(duì)外直接投資的規(guī)模越大，其對(duì)我國技術(shù)創(chuàng)新的作用就越大，如果不是，還有什么因素影響我國對(duì)外投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)。學(xué)者已經(jīng)對(duì)我國對(duì)外直接投資反向技術(shù)溢出的影響因素進(jìn)行了嘗試性研究（李梅，2010；歐陽艷艷，2010；闞大學(xué)，2010），本文將從東道國制度因素的差異出發(fā)，實(shí)證研究其對(duì)我國對(duì)外直接投資反向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，從而為我國企業(yè)合理選擇對(duì)外投資的國別區(qū)域，充分利用對(duì)外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)提供有益的建議。

二、文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)的投資理論強(qiáng)調(diào)投資母國或公司對(duì)東道國的某種優(yōu)勢(shì)，包括壟斷優(yōu)勢(shì)（壟斷優(yōu)勢(shì)理論）、技術(shù)優(yōu)勢(shì)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)、區(qū)位優(yōu)勢(shì)（國際生產(chǎn)折衷理論）以及比較優(yōu)勢(shì)（邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論）。反向技術(shù)溢出的研究對(duì)這些傳統(tǒng)國際投資理論提出了質(zhì)疑，為缺乏優(yōu)勢(shì)的國家和公司走出國門獲取先進(jìn)技術(shù)提供了理論支持。Kogut等（1991）最早發(fā)現(xiàn)了技術(shù)尋求型OFDI的存在。他們利用1976－1987年日本對(duì)美國投資的行業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)美國行業(yè)的研發(fā)頻率與日本國內(nèi)的R＆D投入呈正相關(guān)關(guān)系。Neven等（1993）將研究擴(kuò)展到日本對(duì)歐洲的OFDI，發(fā)現(xiàn)日本20世紀(jì)70、80年代流入歐洲的OFDI主要集中在高技術(shù)密集度行業(yè)。此后，Cantwell等（1999）等研究也發(fā)現(xiàn)在國際化的研究與開發(fā)背景下，技術(shù)尋求成為很多跨國公司對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)。Van Pottelsberghe等（2001）對(duì)13個(gè)工業(yè)化國家對(duì)內(nèi)和對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比研究發(fā)現(xiàn)，OFDI東道國對(duì)母國具有顯著的反向技術(shù)溢出，而且這一反向溢出與母國國內(nèi)研發(fā)投入和OFDI流量正相關(guān)。

國外學(xué)者的研究主要集中在發(fā)達(dá)國家之間，而對(duì)發(fā)展中國家涉及較少，更未對(duì)我國的OFDI進(jìn)行相關(guān)研究。國內(nèi)學(xué)者的研究則直接針對(duì)我國實(shí)際且更加深入。國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為我國的對(duì)外直接投資具有反向技術(shù)溢出效應(yīng)。鄒玉娟（2008）、汪斌等（2009）、周游（2009）、龔艷萍等（2009）、白潔（2009）、劉明霞等（2009）、闞大學(xué)（2010）等研究為我國通過OFDI獲取國際反向技術(shù)溢出提供了理論和實(shí)證的依據(jù)。國內(nèi)學(xué)者還對(duì)我國OFDI反向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響因素進(jìn)行了嘗試性研究。歐陽艷艷（2010）利用偏最小二乘回歸模型，通過輔助分析手段研究了我國OFDI的反向技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)影響我國OFDI反向技術(shù)溢出的主要促進(jìn)因素有東道國的研發(fā)資本、人均國民收入及我國的GDP，真實(shí)匯率水平是阻礙因素，政府支持的影響則并不確定。闞大學(xué)（2010）通過系統(tǒng)廣義矩估計(jì)模型，對(duì)人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平等吸收能力指標(biāo)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)人力資本是制約我國東部反向技術(shù)外溢吸收的主要因素，而阻礙中西部反向技術(shù)外溢吸收的主要因素是經(jīng)濟(jì)開放度和金融發(fā)展水平。李梅（2010）引入我國人力資本狀況和研發(fā)投入作為吸收能力的評(píng)價(jià)指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)變量制約了我國對(duì)OFDI反向技術(shù)外溢的吸收。

而基于東道國角度進(jìn)行的研究主要集中在東道國相關(guān)因素對(duì)我國OFDI數(shù)量的影響上。張宏等（2009）運(yùn)用114個(gè)國家的截面數(shù)據(jù)和分量回歸的方法研究發(fā)現(xiàn)，東道國制度質(zhì)量、宗教多元化、資源稟賦以及與中國雙邊文化和貿(mào)易聯(lián)系對(duì)我國OFDI流量影響顯著。李猛等（2010）運(yùn)用GMM方法研究了東道國區(qū)位因素與中國OFDI的相關(guān)性。周建等（2010）運(yùn)用主成分因子分析法對(duì)東道國制度因素與我國OFDI的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)東道國制度因素通過其宏觀經(jīng)濟(jì)水平影響我國OFDI的流出量。

我國對(duì)外直接投資起步較晚，學(xué)術(shù)界對(duì)其研究還有很多值得深入挖掘的地方。從反向技術(shù)溢出的角度看，國內(nèi)學(xué)者的研究主要集中在反向技術(shù)溢出效應(yīng)在我國的存在性、我國國內(nèi)對(duì)反向技術(shù)溢出的影響因素以及東道國相關(guān)因素對(duì)我國OFDI數(shù)量的影響上，尚缺乏對(duì)東道國特征對(duì)我國OFDI反向技術(shù)溢出影響的具體分析。本文選擇東道國制度因素作為分析對(duì)象，實(shí)證研究其對(duì)我國OFDI反向技術(shù)溢出效果的影響，以期為我國企業(yè)的技術(shù)尋求型投資提供區(qū)域選擇的有益建議。

三、理論分析與模型設(shè)定

（一）基本模型的推導(dǎo)

遵循Lichtenberg等（1996）研究國際技術(shù)外溢的基本思路（即LP模型），假設(shè)我國的生產(chǎn)函數(shù)為：

式（1）表示我國t時(shí)的總產(chǎn)出由當(dāng)期的資本投入Kt、勞動(dòng)投入Lt、研發(fā)投入St、人力資本投入Ht以及已有的技術(shù)水平At決定。同時(shí)本文設(shè)定資本與勞動(dòng)的投入是規(guī)模報(bào)酬不變的，即α＋β＝1。經(jīng)過簡單變換，t時(shí)我國總體技術(shù)水平即全要素生產(chǎn)率（TFP）為：

可見，t時(shí)我國總體技術(shù)水平?jīng)Q定于研發(fā)投入、人力資本投入和初始技術(shù)水平，其中研發(fā)投入St包括我國國內(nèi)研發(fā)投入和國際外溢獲得的研發(fā)投入兩部分。限于篇幅，本文只考慮通過國際直接投資獲得的外溢資本。因此，St可以被分解為國內(nèi)研發(fā)投入SDt、通過吸引外商直接投資獲得的外溢SFIt以及通過我國對(duì)外直接投資獲得的外溢SFOt，則式（2）可進(jìn)一步變換為：

對(duì)式（3）進(jìn)行簡單的對(duì)數(shù)運(yùn)算，可得本文的基礎(chǔ)模型：

其中，ut表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。基于本文的研究目標(biāo)，式（4）可用于檢驗(yàn)我國OFDI反向技術(shù)外溢的存在性，但未考慮OFDI對(duì)促進(jìn)我國技術(shù)創(chuàng)新的中間變量——東道國的制度因素。因此我們?cè)谑剑?）的基礎(chǔ)上加入表示東道國i在t時(shí)的制度因素INSit，用其與SFO的交叉項(xiàng)表示制度因素對(duì)我國OFDI反向技術(shù)溢出效果的影響，則本文最終的計(jì)量模型為：

為了便于使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，在我國的相關(guān)變量下加上了下標(biāo)it以與東道國相關(guān)指標(biāo)相對(duì)應(yīng)。在自變量中，本文要研究的是東道國制度因素INS和我國OFDI反向外溢的國外研發(fā)資本SFO對(duì)我國技術(shù)水平的影響，所以將其他自變量作為控制變量。

（二）指標(biāo)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說明

本文的關(guān)鍵指標(biāo)包括我國技術(shù)水平TFP、通過OFDI反向外溢的東道國研發(fā)資本SFO和東道國制度因素INS，其他變量為控制變量，具體計(jì)算如下：

1.我國技術(shù)水平TFP的測(cè)算

表1 1991－2010年中國全要素生產(chǎn)率

當(dāng)前學(xué)術(shù)研究中用于表明一國技術(shù)水平的數(shù)量指標(biāo)主要包括全要素生產(chǎn)率和技術(shù)產(chǎn)出指標(biāo)。結(jié)合本文理論模型的推導(dǎo)，全要素生產(chǎn)率（TFP）更適合本文的研究。全要素生產(chǎn)率的測(cè)算還沒有形成統(tǒng)一規(guī)范的方法，我們借鑒王英等（2008）的方法估算我國的TFP。王英等（2008）用（設(shè)α＋β＝1）表示全要素生產(chǎn)率，通過對(duì)計(jì)量模型（Kt／Lt）＋εt進(jìn)行 OLS回歸得到參數(shù)β，然后將各年數(shù)據(jù)代入 A0eγt＝Y(jié)t／可得各年TFP。其中，A0表示基期的技術(shù)水平，eγt表示t期的技術(shù)產(chǎn)出，Kt表示t期我國的固定資本存量，Lt表示t期我國的勞動(dòng)投入。所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期，并折算成1991年價(jià)格定基數(shù)值。我國歷年TFP數(shù)據(jù)見表1。

2.通過OFDI反向外溢的國際研發(fā)資本SFO的測(cè)算

很多研究直接以我國對(duì)外直接投資額作為反向外溢的評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證研究，這勢(shì)必會(huì)造成“越多越好”的假象。實(shí)際上，通過OFDI反向外溢的國際R＆D資本既取決于我國對(duì)東道國的OFDI數(shù)額，也取決于該國的R＆D資本投入，同時(shí)還受到該國吸引外資總額的影響。因此，本文借鑒Coe和Helpman（1995）研究進(jìn)口貿(mào)易技術(shù)溢出的做法，建立如下指標(biāo)衡量OFDI對(duì)我國的國際R＆D資本溢出其中，OFDIit表示我國在t時(shí)期對(duì)國家i的直接投資存量，∑IFDIit表示t時(shí)期國家i吸引的內(nèi)向外商直接投資存量總額，R＆Dit表示國家i t時(shí)期的研發(fā)資本。本文在計(jì)算該指標(biāo)時(shí)原始數(shù)據(jù)來自《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》各期、聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和世界經(jīng)濟(jì)合作組織數(shù)據(jù)庫?；跀?shù)據(jù)的可得性，該指標(biāo)的計(jì)算以世界經(jīng)濟(jì)合作組織的數(shù)據(jù)為主，結(jié)果見表2。

表2 通過OFDI部分國家外溢到我國的研發(fā)資本（百萬美元）

從計(jì)算過程可知，該指標(biāo)與我國對(duì)東道國的OFDI存量在東道國吸引外資總額中的比重成正比，與東道國的研發(fā)資本成正比。

3.東道國制度因素INS的量化

當(dāng)前國際上對(duì)制度質(zhì)量的量化指標(biāo)主要包括世界銀行的“全球治理指標(biāo)”、世界經(jīng)濟(jì)論壇的《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》以及OECD的“公共治理與管理項(xiàng)目”，但是這些指標(biāo)均偏向于政府的公共管理效率，并不能全面反映制度因素對(duì)OFDI反向技術(shù)外溢效果的影響。本文以政府效率作為制度因素指標(biāo)之一，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度、技術(shù)市場(chǎng)體制完善程度和對(duì)外開放度作為影響我國OFDI反向技術(shù)外溢效果的東道國制度因素。具體指標(biāo)和數(shù)據(jù)來源如下：

（1）東道國政府效率指標(biāo)

東道國政府效率指標(biāo)與我國OFDI反向技術(shù)外溢的協(xié)同效應(yīng)可以促進(jìn)我國的技術(shù)進(jìn)步。本文采用世界銀行公布的“全球治理指標(biāo)”中的“政府效率指標(biāo)”（GE），該指標(biāo)的預(yù)期效應(yīng)為正。

（2）東道國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度

東道國嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)可能具有直接的技術(shù)溢出抑制效應(yīng)，但會(huì)對(duì)我國的OFDI產(chǎn)生強(qiáng)烈的吸引力，從而通過增加我國的OFDI促進(jìn)東道國對(duì)我國的技術(shù)溢出。同時(shí)，東道國完善的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)可以促進(jìn)我國OFDI的企業(yè)對(duì)東道國的技術(shù)投入，從而促進(jìn)彼此的技術(shù)交流。本文的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度指標(biāo)來自Park（2008）的研究成果，由于Park（2008）取每五年的平均值，本文對(duì)2004年及之前的數(shù)據(jù)采用2000年指標(biāo)，2005年及以后的數(shù)據(jù)采用2005年指標(biāo)。該指標(biāo)的預(yù)期效應(yīng)為正。

（3）東道國技術(shù)市場(chǎng)的完善程度

東道國完善的技術(shù)市場(chǎng)體制有助于我國OFDI的企業(yè)從東道國市場(chǎng)通過公開交易獲取先進(jìn)技術(shù)，從而順利地傳遞到我國國內(nèi)。本文用東道國技術(shù)市場(chǎng)規(guī)模作為技術(shù)市場(chǎng)完善程度（MARKET）的代理變量，同時(shí)借鑒衡量金融市場(chǎng)規(guī)模的麥?zhǔn)现笖?shù)法，將該指標(biāo)定義為東道國t時(shí)期知識(shí)產(chǎn)權(quán)與許可證交易費(fèi)占GDP的比重。該指標(biāo)計(jì)算的原始數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，其預(yù)期效應(yīng)為正。

（4）東道國對(duì)外開放度

東道國較高的對(duì)外開放度會(huì)對(duì)我國OFDI起到促進(jìn)作用，但也可能正是為了突破本國資金不足、技術(shù)落后的發(fā)展瓶頸。因此，東道國較高的對(duì)外開放度對(duì)我國OFDI反向技術(shù)外溢的效應(yīng)并不確定。本文用東道國吸引外資占GDP的比重作為東道國對(duì)外開放度（OPEN）的代理指標(biāo)。

4.控制變量

本文人力資本存量數(shù)據(jù)引自李海崢等（2010）的研究成果，其中2008年以后的數(shù)據(jù)根據(jù)李海崢等（2010）預(yù)測(cè)的增長速度估算。

國內(nèi)研發(fā)資本投入數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期，并用固定資產(chǎn)投資指數(shù)折合成2002年價(jià)格定基數(shù)值。但其中僅報(bào)告了各期的投資流量，而沒有存量數(shù)據(jù)，因此，本文借鑒Griliches（1992）的做法，以2002年為基期，通過）計(jì)算2002年的研發(fā)資本存量。其中，RD02表示2002年的研發(fā)資本投入，δ表示折舊率，本文取9.6%，ζ表示2002年以后五年的投入平均增長率。此后各年的研發(fā)資本存量通過永續(xù)盤存法計(jì)算，折舊率仍取9.6%。

通過外商直接投資獲取的國際研發(fā)資本存量指標(biāo)SFIit的計(jì)算采用與SFOit相類似的方法，公式為其中FDIit為i國t時(shí)期對(duì)我國的直接投資存量，OFDIit為國家i t時(shí)期對(duì)外直接投資存量總額。原始數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。

本文采用面板數(shù)據(jù)模型，樣本包括OECD的主要國家，在剔除數(shù)據(jù)不全的國家后，剩余25個(gè)樣本國家。同時(shí)，我國對(duì)外直接投資的存量數(shù)據(jù)從2003年才開始公布，OECD數(shù)據(jù)庫報(bào)告的東道國研發(fā)資本數(shù)據(jù)截至2009年，所以本文的樣本期為2003－2009年。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

為了確定模型各變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文選擇Kao檢驗(yàn)方法對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。但協(xié)整關(guān)系要求數(shù)據(jù)序列必須是同階平穩(wěn)的，本文首先采用Levin，Lin ＆Chu（2002）檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表3 各指標(biāo)序列單位根檢驗(yàn)

表3中統(tǒng)計(jì)值及概率值均為水平檢驗(yàn)結(jié)果，采用的軟件為EVIEWS6.0。從單位根檢驗(yàn)結(jié)果來看我們可進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。下面利用式（4）和式（5）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，選擇Kao檢驗(yàn)方法，結(jié)果見表4。

表4 Kao協(xié)整檢驗(yàn)

表4結(jié)果表明所有模型均通過了協(xié)整檢驗(yàn)，可進(jìn)行回歸分析。經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，本文采用固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表5。

表5 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

從表5的結(jié)果看，所有模型的調(diào)整R2均顯示模型具有較好的擬合優(yōu)度，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值表明，所有模型未引入多余變量，D－W值顯示各模型的序列不存在明顯的自相關(guān)現(xiàn)象。我們最為關(guān)心的參數(shù)為γ3，表中結(jié)果顯示除對(duì)外開放度外，所有模型的γ3均顯著，對(duì)本文的理論假設(shè)有較好的解釋力。具體分析如下：

1.我國的OFDI具有顯著的反向技術(shù)溢出效應(yīng)。從式（4）的回歸結(jié)果可見，指標(biāo)SFO的參數(shù)顯著為正，表明通過OFDI反向外溢到我國的國際研發(fā)資本對(duì)我國的技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用。而其他模型的結(jié)論與式（4）的結(jié)論也基本一致。這一結(jié)論與國內(nèi)大部分學(xué)者的研究相一致（鄒玉娟，2008等）。但從數(shù)值看，這一貢獻(xiàn)并不大，這主要是因?yàn)槲覈膶?duì)外直接投資還處于起步階段，總體規(guī)模較小。同時(shí)，當(dāng)前我國對(duì)外直接投資的技術(shù)獲取目標(biāo)還不明確，主要目標(biāo)仍為獲取自然資源、利用東道國勞動(dòng)力以及占領(lǐng)市場(chǎng)等方面（李猛等，2010）。隨著我國對(duì)外投資規(guī)模的擴(kuò)大和我國企業(yè)對(duì)外投資技術(shù)獲取目標(biāo)的明確，OFDI反向技術(shù)外溢效應(yīng)會(huì)更加顯著。

2.東道國政府的公共治理效率有助于我國OFDI反向技術(shù)外溢的獲取。東道國高效的政府管理可以為企業(yè)經(jīng)營提供優(yōu)質(zhì)的基礎(chǔ)設(shè)施有助于我國企業(yè)在其國內(nèi)投資，實(shí)現(xiàn)我國企業(yè)與東道國企業(yè)之間的交流學(xué)習(xí)，增強(qiáng)對(duì)我國的反向技術(shù)外溢。而東道國政府的腐敗低效、基礎(chǔ)設(shè)施等的落后均會(huì)限制我國企業(yè)在其國內(nèi)投資，阻礙互相之間的交流。

3.東道國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度通過與我國OFDI的交互作用，可以促進(jìn)我國OFDI反向技術(shù)外溢的獲取。與政府效率指標(biāo)相似，較強(qiáng)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)通過兩個(gè)渠道促進(jìn)我國OFDI的反向技術(shù)溢出：一是增加我國企業(yè)向東道國投資的數(shù)量，二是促進(jìn)我國OFDI企業(yè)與東道國企業(yè)之間的技術(shù)交流。

4.東道國發(fā)達(dá)的技術(shù)市場(chǎng)可以促進(jìn)我國OFDI的反向技術(shù)溢出。東道國完善的技術(shù)市場(chǎng)體制可以促進(jìn)我國OFDI企業(yè)與東道國企業(yè)之間的技術(shù)交易，相對(duì)于技術(shù)外溢，通過技術(shù)市場(chǎng)交易獲取技術(shù)更為便利，從而能夠?qū)ξ覈髽I(yè)通過OFDI促進(jìn)技術(shù)提升發(fā)揮較強(qiáng)的作用。

5.東道國的開放政策對(duì)我國OFDI反向技術(shù)溢出的貢獻(xiàn)并不確定。東道國開放的外資政策顯然會(huì)促進(jìn)我國企業(yè)的OFDI，但東道國的開放目標(biāo)顯然不會(huì)是促進(jìn)技術(shù)交流，而很可能是引進(jìn)技術(shù)。因此，開放的外資政策未必有利于我國OFDI的技術(shù)獲取。

6.我國技術(shù)創(chuàng)新的主要決定因素仍是國內(nèi)人力資本的積累和研發(fā)資本的投入。從表5的結(jié)果看，所有模型的H和SRD指標(biāo)系數(shù)均顯著為正，而且從數(shù)值上看顯著大于γ3?？梢?，當(dāng)前我國的自主創(chuàng)新能力培養(yǎng)應(yīng)以修“內(nèi)功”為主。而且國內(nèi)人力資本積累和研發(fā)投入增加可以有效提高我國利用國際技術(shù)外溢的“吸收能力”（闞大學(xué)，2010）。

同時(shí)，從回歸結(jié)果看，SFI對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)為負(fù)且不顯著，這至少可以說明FDI對(duì)我國自主創(chuàng)新能力的形成沒有直接的貢獻(xiàn)，與陳國宏等（2008）的研究結(jié)論一致?？梢?，F(xiàn)DI對(duì)我國技術(shù)進(jìn)步的作用絕不是簡單的數(shù)量關(guān)系，而很可能受到我國“吸收能力”的影響（賴明勇等，2005）。這并非本文的研究重點(diǎn)，在此不展開論述。

五、結(jié)論與啟示

本文的實(shí)證研究結(jié)果顯示，從促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的角度看，我國企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資，絕不是外向投資數(shù)額越大獲得的技術(shù)外溢就越多，本文所研究的東道國制度因素就對(duì)我國OFDI反向技術(shù)外溢產(chǎn)生了顯著的影響?；诖耍覀兛梢缘贸鲆韵聨c(diǎn)政策啟示：

首先，應(yīng)明確對(duì)外直接投資與技術(shù)創(chuàng)新之間的聯(lián)系。當(dāng)前我國企業(yè)進(jìn)行對(duì)外投資的主要目標(biāo)仍以獲取自然資源、占領(lǐng)東道國市場(chǎng)和規(guī)模化生產(chǎn)等為主。這限制了我國對(duì)外直接投資規(guī)模的擴(kuò)張，更重要的是阻礙了我國OFDI技術(shù)獲取功能的實(shí)現(xiàn)。反向技術(shù)溢出的存在為我國企業(yè)通過外向投資獲取國際先進(jìn)技術(shù)，從而提高自身自主創(chuàng)新能力提供了理論支持。我國應(yīng)在政策上鼓勵(lì)企業(yè)的技術(shù)獲取型對(duì)外投資。

其次，在技術(shù)獲取型投資的目標(biāo)區(qū)域選擇上，企業(yè)應(yīng)注意差別化選擇。本文的實(shí)證研究表明，東道國制度因素的差異會(huì)對(duì)我國企業(yè)OFDI反向技術(shù)外溢的效果產(chǎn)生顯著影響。就本文研究來看，我國技術(shù)獲取型OFDI應(yīng)選擇公共治理效率高、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)和技術(shù)市場(chǎng)體制完善的國家或區(qū)域，對(duì)這些區(qū)域的投資可以更好地促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新。而公共治理效率低、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)弱以及技術(shù)市場(chǎng)機(jī)制不健全的國家或區(qū)域應(yīng)被我國企業(yè)的OFDI規(guī)避。

最后，技術(shù)獲取型OFDI在選擇國別區(qū)域時(shí)不能簡單地依據(jù)東道國的開放態(tài)度。本文的實(shí)證結(jié)果表明東道國的開放政策只能表明對(duì)方對(duì)外資的歡迎，而這種歡迎是出于東道國自身的政策目標(biāo)。

當(dāng)然，可能影響我國OFDI反向技術(shù)外溢效果的因素絕不僅限于本文研究的指標(biāo)，還有很多其他因素。限于篇幅，本文僅選擇其中部分加以研究。進(jìn)一步的深入研究有待于我們繼續(xù)努力。

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