對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)
——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

一、引言

新常態(tài)下，中國加快了“走出去”步伐，尤其是“一帶一路”戰(zhàn)略的穩(wěn)步推進(jìn)，更是把對(duì)外直接投資推向了一個(gè)前所未有的高度。當(dāng)前，中國已成為僅次于美國的全球第二大對(duì)外直接投資(OFDI)國，2016年，在全球?qū)ν庵苯油顿Y流出流量較上年下降了2%的不利情況下，中國的對(duì)外直接投資流量反而實(shí)現(xiàn)了同比34.7%的高速增長，創(chuàng)下1 961.5億美元的歷史新高，達(dá)到全球總量的13.5%。毫無疑問，對(duì)外直接投資對(duì)中國深化對(duì)外開放和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的影響將日益深遠(yuǎn)。事實(shí)上，諸多研究已證實(shí)了對(duì)外直接投資是國際技術(shù)溢出的一條重要渠道，幾乎所有的國家均在試圖通過對(duì)外直接投資獲取技術(shù)溢出來反哺本國的發(fā)展。對(duì)于新常態(tài)下的中國而言，在大力實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略和加強(qiáng)推動(dòng)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略的現(xiàn)實(shí)背景下，越來越多的中國企業(yè)開始走向國際化，積極融入全球的創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，整合吸收東道國的先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)，這可能對(duì)中國的創(chuàng)新效率提升產(chǎn)生了一定影響。那么，對(duì)外直接投資的迅速增長是否能真正促進(jìn)中國區(qū)域創(chuàng)新效率水平的提升？其作用規(guī)律和約束機(jī)制如何？無疑，研究新常態(tài)下中國對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)是近十多年來政府與理論界研究和關(guān)注的熱點(diǎn)。相關(guān)研究結(jié)論主要可歸納為以下三個(gè)方面：第一，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，對(duì)外直接投資具有顯著的逆向創(chuàng)新溢出。國外研究方面，Pradhan(2009)[1]研究發(fā)現(xiàn)，印度汽車產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資發(fā)生了顯著的逆向技術(shù)溢出。Huang(2013)[2]實(shí)證考察了對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，結(jié)果得出了其有利于帶動(dòng)企業(yè)研發(fā)投入的結(jié)論。Seyoum等(2015)[3]分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)發(fā)展中國家的投資同樣會(huì)產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出現(xiàn)象。國內(nèi)也有較多學(xué)者發(fā)現(xiàn)了對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出現(xiàn)象。沙文兵(2012)[4]采用中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明，對(duì)外直接投資確實(shí)能夠通過逆向技術(shù)溢出來促進(jìn)國內(nèi)的創(chuàng)新能力。毛其淋和許家云(2014)[5]采用傾向得分匹配方法實(shí)證發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有持續(xù)的促進(jìn)作用，這種影響效應(yīng)呈現(xiàn)逐年遞增態(tài)勢(shì)。第二，部分學(xué)者指出，對(duì)外直接投資并未產(chǎn)生顯著的逆向創(chuàng)新溢出，甚至反而抑制了母國的創(chuàng)新能力提升。Lee(2006)[6]采用16個(gè)OECD國家層面的數(shù)據(jù)分析顯示，對(duì)外直接投資的技術(shù)外溢效果并不顯著。Bitzer(2008)[7]采用OECD國家產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，并未發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資具有顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。國內(nèi)也有部分文獻(xiàn)得出了和上述學(xué)者較為一致的結(jié)論。王英和劉思峰(2008)[8]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，中國的對(duì)外直接投資并沒有產(chǎn)生出顯著的逆向技術(shù)溢出。謝鈺敏等(2014)[9]研究表明，對(duì)外直接投資對(duì)中國的整體創(chuàng)新能力甚至產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)，其雖對(duì)國內(nèi)模仿創(chuàng)新能力具有一定的積極影響，但不利于自主創(chuàng)新能力的提升。李思慧和于津平(2016)[10]研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資會(huì)導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出相對(duì)不足，總體上會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。第三，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)發(fā)揮需要以一定的吸收能力為前提。Cohen(1990)[11]指出，吸收能力是影響對(duì)外直接投資逆向知識(shí)溢出效應(yīng)的關(guān)鍵因素。Herzer(2011)[12]研究發(fā)現(xiàn)，母國勞動(dòng)力市場(chǎng)監(jiān)管負(fù)向調(diào)節(jié)對(duì)外直接投資的逆向溢出效應(yīng)。余官勝(2013)[13]研究表明，只有當(dāng)吸收能力達(dá)到一定水平時(shí)，其才能明顯地促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新水平。王欣和姚洪興(2016)[14]基于2007-2014年長三角地區(qū)25城市的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明，隨著吸收能力水平的持續(xù)改善，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的影響在不斷增強(qiáng)。羅軍(2017)[15]以融資約束為門檻變量檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，隨著融資約束程度的緩解，對(duì)外直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效果是不斷增強(qiáng)的。

綜上可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于對(duì)外直接投資是否產(chǎn)生了顯著的創(chuàng)新溢出這一問題的回答還存在一定的爭(zhēng)議，還需要緊扣中國企業(yè)“走出去”步入新常態(tài)這一事實(shí)，進(jìn)一步探討新情況、發(fā)現(xiàn)新問題。另外值得注意的是，一方面，現(xiàn)有研究大多聚集于探討對(duì)外直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的線性關(guān)聯(lián)，非線性關(guān)聯(lián)的研究文獻(xiàn)還不多見，雖有文獻(xiàn)研究了吸收能力調(diào)節(jié)于對(duì)外直接投資對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，但對(duì)吸收能力變量的選取過于單一，也幾乎未有文獻(xiàn)對(duì)對(duì)外直接投資影響技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)規(guī)律進(jìn)行探討，即缺乏考察隨著對(duì)外直接投資強(qiáng)度的增強(qiáng)，其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)影響特征及其空間差異的問題；另一方面，現(xiàn)有關(guān)于對(duì)外直接投資與技術(shù)創(chuàng)新能力關(guān)系的研究中，多數(shù)文獻(xiàn)采用專利或研發(fā)投入等指標(biāo)來衡量技術(shù)創(chuàng)新能力，往往忽略了技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)是較為復(fù)雜的創(chuàng)新系統(tǒng)的運(yùn)行過程，而僅從投入或產(chǎn)出的單一角度來衡量創(chuàng)新能力并不足以客觀地揭示對(duì)外直接投資對(duì)創(chuàng)新能力的真實(shí)影響。鑒于此，與以往研究不同，本文試圖彌補(bǔ)上述兩方面的不足，基于非線性和區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的“雙重維度”，深入考察對(duì)外直接投資的逆向非線性溢出效應(yīng)，運(yùn)用面板門檻回歸技術(shù)考察中國對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出的非線性特征、規(guī)律、空間差異和約束機(jī)制問題，這也是本文的主要?jiǎng)?chuàng)新之處。本文的主要貢獻(xiàn)在于，進(jìn)一步豐富和拓展了對(duì)外直接投資領(lǐng)域的研究，并嘗試提出一些新的思考，旨在為新常態(tài)下通過對(duì)外直接投資有效驅(qū)動(dòng)區(qū)域創(chuàng)新能力的路徑選擇提供一定的政策依據(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型構(gòu)建

本文擬從非線性效應(yīng)的視角揭示中國對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出的效應(yīng)和規(guī)律。這里在Hansen(1999)[16]的基本模型基礎(chǔ)上，首先構(gòu)建以對(duì)外直接投資作為門檻變量的面板門檻數(shù)據(jù)模型，以揭示其逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的內(nèi)在規(guī)律和門檻特征。具體非線性模型設(shè)定如下

effit=μit+α1ofdiit·I(ofdiit≤γ1)+α2ofdiit·I(ofdiit>γ1)+…+αnofdiit·I(ofdi≤γn)+αn+1(ofdiit>γn)+θxit+εit

(1)

上式中，effit表示i省份在t時(shí)期的區(qū)域創(chuàng)新效率水平變量；ofdiit為i省份在t時(shí)期的對(duì)外直接投資水平變量，其既可作為門檻解釋變量，也可作為核心解釋變量，γ是門檻值；xit表示i省份在t時(shí)期的城市化、外商直接投資、環(huán)境規(guī)制和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等控制變量。I(*)表示一個(gè)指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)條件滿足時(shí)，取值為1，反之則取值為0。

進(jìn)一步，考慮到對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)會(huì)因母國吸收能力差異的約束，而可能表現(xiàn)出一種較為復(fù)雜的動(dòng)態(tài)演變過程。為了客觀地分析吸收能力動(dòng)態(tài)調(diào)節(jié)于對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，這里基于人力資本(hcit)、金融支持(finit)和市場(chǎng)化水平(marit)等三個(gè)維度進(jìn)一步考察可能的調(diào)節(jié)效應(yīng)和約束機(jī)制，并將上述三個(gè)變量分別作為門檻變量來構(gòu)建面板非線性模型。其中，以人力資本為門檻變量，構(gòu)建的對(duì)外直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新效率的面板門檻數(shù)據(jù)模型如下

effit=μi+α1ofdiit·I(hcit≤γ1)+α2ofdiit·I(hcit>γ1)+…+αitofdiit·I(hcit≤γn)+αn+1ofdiit·I(hcit>γn)+θxit+εit

(2)

以金融支持為門檻變量，構(gòu)建的對(duì)外直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新效率的面板門檻數(shù)據(jù)模型如下

effit=μi+α1ofdiit·I(finit≤γ1)+α2ofdiit·I(finit>γ1)+…+αitofdiit·I(finit≤γn)+αn+1ofdiit·I(finit>γn)+θxit+εit

(3)

以市場(chǎng)化水平為門檻變量，構(gòu)建的對(duì)外直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新效率的面板門檻數(shù)據(jù)模型如下

effit=μi+α1ofdiit·I(marit≤γ1)+α2ofdiit·I(marit>γ1)+…+αitofdiit·I(marit≤γn)+αn+1ofdiit·I(finit>γn)+θxit+εit

(4)

(二)變量設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)說明

本文選取2006-2015年作為研究時(shí)段，數(shù)據(jù)主要來自考察期內(nèi)歷年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》?？紤]到統(tǒng)計(jì)口徑的一致性和數(shù)據(jù)的可獲性，這里剔除了西藏、香港、澳門以及臺(tái)灣等數(shù)據(jù)缺失明顯的省份，最終選取中國內(nèi)地其他30省份作為考察對(duì)象，并對(duì)研究所涉及的相關(guān)變量做如下設(shè)定。

(1)被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新效率(eff)。本文采用隨機(jī)前沿分析方法對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率水平進(jìn)行測(cè)度。對(duì)于投入產(chǎn)出指標(biāo)，這里借鑒Krammer(2009)[17]、白俊紅(2016)[18]等人的做法，選取30省份歷年的專利申請(qǐng)數(shù)來衡量區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)，選取30省份歷年的R&D人員全時(shí)當(dāng)量和R&D經(jīng)費(fèi)支出分別反映區(qū)域創(chuàng)新的人力和創(chuàng)新資本投入指標(biāo)。對(duì)于應(yīng)運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型抑或超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型來測(cè)度區(qū)域創(chuàng)新效率的問題，這里采用廣義似然率統(tǒng)計(jì)量方法對(duì)測(cè)度模型進(jìn)行了適宜性檢驗(yàn)測(cè)試，發(fā)現(xiàn)超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型比柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型更適合本文的研究樣本和數(shù)據(jù)。因此，這里構(gòu)建如下測(cè)度區(qū)域創(chuàng)新效率的超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿模型

lnYit=β0+βklnKit+β1lnLit+1/2βkk(lnKit)2+1/2βit(lnLit)2+βkllnKitlnLit+vit-uit

(5)

effit=exp(-uit)

(6)

(2)核心解釋變量。對(duì)外直接投資(ofdi)，是本文研究的核心解釋變量。根據(jù)《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，目前公開披露的省際層面的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)有流量和存量兩種。由于本文更加關(guān)注長期內(nèi)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，而流量數(shù)據(jù)的短期波動(dòng)較大，故這里選取存量數(shù)據(jù)來衡量各省的對(duì)外直接投資指標(biāo)。在數(shù)據(jù)處理上，使用歷年平均匯率將美元表示的非金融類對(duì)外直接投資存量數(shù)據(jù)換算成為萬元人民幣，在此基礎(chǔ)上，采用各省份對(duì)外直接投資存量與GDP之比來衡量對(duì)外直接投資水平，其數(shù)值越大，說明該省份的對(duì)外直接投資水平越高。

(3)門檻變量。本文擬首先以對(duì)外直接投資指標(biāo)作為門檻變量，基于非線性視角揭示對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)。另外，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地理區(qū)位和政策傾斜等因素存異，使得中國在人力資本、金融發(fā)展和市場(chǎng)化進(jìn)程等方面均可能存在一定的空間差異，由此導(dǎo)致對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新吸收能力也可能存在明顯差異。近年來，中國加快實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，越來越多的國內(nèi)企業(yè)到發(fā)達(dá)國家進(jìn)行投資，在“干中學(xué)”中獲取先進(jìn)技術(shù)，不僅提升了自身的創(chuàng)新能力，還可能通過將先進(jìn)技術(shù)傳導(dǎo)回國內(nèi)而產(chǎn)生了逆向創(chuàng)新溢出。但事實(shí)上，要最大限度地釋放這種逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，離不開吸收能力調(diào)節(jié)和約束。因此，在選取對(duì)外直接投資作為門檻變量進(jìn)行考察的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步選取人力資本、金融支持和市場(chǎng)化水平等三個(gè)指標(biāo)作為門檻變量，深入探討吸收能力約束下對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)。這里對(duì)具體變量定義如下：對(duì)于人力資本變量(hc)，借鑒現(xiàn)有研究的普遍做法，采用平均受教育年限來衡量；對(duì)于金融支持變量(fin)，良好的金融支持是提高區(qū)域創(chuàng)新效率的必要條件，這里選取金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額與GDP比值來體現(xiàn)；對(duì)于市場(chǎng)化水平(mar)，提高市場(chǎng)化水平有助于發(fā)揮市場(chǎng)對(duì)創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，這里選取非國有企業(yè)員工占比來反映。

(4)控制變量。為了得到更加穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，本文在研究中還在控制了其他一些因素：城市化水平(urb)，選取考察期內(nèi)各省份年末城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴嫉谋壤齺矸从常煌馍讨苯油顿Y水平(fdi)，選取按照各年人民幣平均匯率折算的各省份實(shí)際利用外商直接投資總額與GDP之比來衡量；環(huán)境規(guī)制(er)，采用各省份環(huán)境污染治理投資總額占當(dāng)?shù)谿DP的比重來表征；知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)(cp)，借鑒靳巧花和嚴(yán)太華(2017)[19]做法，從技術(shù)市場(chǎng)轉(zhuǎn)讓規(guī)模角度來刻畫知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，采用各省份的技術(shù)交易成交額占當(dāng)?shù)谿DP比重來表示。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

本文采用Hansen的面板門檻回歸方法來考察對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的內(nèi)在規(guī)律以及約束機(jī)制，這里首先運(yùn)用“自舉法”重疊模擬似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量300次，估計(jì)出bootstrap的P值進(jìn)行檢驗(yàn)，以識(shí)別研究方法的適宜性、門檻模型的形式和具體特征，相關(guān)情況分析如下：

(一)對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的非線性研究

表1展示了以對(duì)外直接投資為門檻變量的檢驗(yàn)結(jié)果。由表1可以看出：對(duì)外直接投資門檻變量分別在1%或5%的顯著性水平依次通過了單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，且其三重門檻檢驗(yàn)的95%置信區(qū)間為[0.000 1， 0.012 0]，表明基于三重門檻面板模型來探討對(duì)外直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新效率的非線性效應(yīng)是較為可信的；同時(shí)，為了進(jìn)一步驗(yàn)證本文基本結(jié)論的可靠性，借鑒Lucchetti和Palomba(2009)[20]在對(duì)面板門檻數(shù)據(jù)模型進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)時(shí)的做法，將以對(duì)外直接投資門檻數(shù)據(jù)模型改為滯后一期進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資變量在不同顯著性水平下依次通過了單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，且其三重門檻檢驗(yàn)的95%置信區(qū)間為[0.010 8， 0.015 4]，對(duì)比發(fā)現(xiàn)，門檻模型的穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果顯示其仍表現(xiàn)為門檻模型，同樣具有三個(gè)門檻值，且相應(yīng)的各門檻值之間幾乎相差無幾，也印證了本文使用三重門檻模型來進(jìn)行研究是合理的。

表1 全國層面的門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)及門檻估計(jì)值

注：***、**分別表示在1%和5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。

為了便于與面板門檻數(shù)據(jù)模型進(jìn)行比較，這里先基于30省份的面板數(shù)據(jù)估算了兩個(gè)線性模型，估計(jì)結(jié)果見表2。其中，經(jīng)過豪斯曼檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)模型更適合對(duì)本文的樣本進(jìn)行估計(jì)，具體結(jié)果見模型1。同時(shí)，考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，這里借鑒肖文(2011)[21]的做法，將對(duì)外直接投資變量做一階段滯后處理，估計(jì)出線性模型2。通過模型1和模型2的估計(jì)結(jié)果可知，對(duì)外直接投資和城市化、外商直接投資等控制變量估計(jì)系數(shù)的方向和顯著性均未發(fā)生明顯的變化，尤其是選取考慮對(duì)外直接投資水平變量滯后項(xiàng)前后的回歸結(jié)果差別較小，說明本文研究的內(nèi)生性問題并不嚴(yán)重。但從對(duì)外直接投資系數(shù)的大小來看，模型1中核心變量的估計(jì)系數(shù)小于模型2中核心變量的估計(jì)系數(shù)，說明當(dāng)前中國對(duì)外直接投資產(chǎn)生了顯著的逆向創(chuàng)新溢出，但這種影響存在著一定的滯后效應(yīng)。原因可能在于：在與東道國企業(yè)及科研機(jī)構(gòu)交流的過程中，中國對(duì)外投資企業(yè)通過學(xué)習(xí)和引進(jìn)東道國先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)提升了自身創(chuàng)新能力，同時(shí)能較好地將先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)逆向反饋至國內(nèi)，從而通過有效地?cái)U(kuò)散、吸收、創(chuàng)新后促進(jìn)了區(qū)域創(chuàng)新效率的提升，但良好的逆向溢出效果還需要經(jīng)一個(gè)較長的吸收過程后才能充分體現(xiàn)。

對(duì)于面板門檻數(shù)據(jù)模型估計(jì)，本文采取了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差檢驗(yàn)，以期能較好地消除異方差現(xiàn)象，基本模型和穩(wěn)健性估計(jì)模型的計(jì)量回歸結(jié)果分別見表2中的模型3和模型4。與兩個(gè)線性模型的估計(jì)結(jié)果比較發(fā)現(xiàn)，城市化、外商直接投資、環(huán)境規(guī)制和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等控制變量的影響方向均較為一致，只是系數(shù)大小和顯著性有所差異，這在實(shí)證研究中是可接受的，也說明了本文研究結(jié)論的可靠性。具體看來，城市化變量的影響系數(shù)顯著為正，說明新常態(tài)下加快城市化進(jìn)程對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率提升是大有裨益的。外商直接投資的系數(shù)顯著為負(fù)，說明引進(jìn)外資對(duì)中國區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生了一定的抑制效應(yīng)，這可能與當(dāng)前我國地方政府尚未有效處理好引資的數(shù)量和質(zhì)量關(guān)系有關(guān)。環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)顯著為正，驗(yàn)證了當(dāng)前“波特假說”在中國是顯著存在的，即加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升效果是明顯的。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響系數(shù)也顯著為正，說明新常態(tài)下加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)總體有利于區(qū)域創(chuàng)新能力的改善。

表2 全國層面的面板模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為修正異方差后的t統(tǒng)計(jì)量值，***、**、*分別表示各變量的系數(shù)通過1%、5%、10%的顯著水平；ofdi_1至ofdi_4分別為不同面板門檻區(qū)間對(duì)外直接投資變量的估計(jì)系數(shù)。

由門檻模型3和模型4可知，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)不僅僅是簡單的線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)較為復(fù)雜的非線性規(guī)律?？傮w看來，在全國層面上，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率存在著顯著的“U”型非線性影響。對(duì)外直接投資的三個(gè)門檻值分別為0.000 9、0.003 3和0.017 7，根據(jù)三個(gè)門檻值可劃分出四個(gè)門檻區(qū)間，在不同門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)是有差異的，具體表現(xiàn)為：當(dāng)對(duì)外直接投資水平低于0.000 9時(shí)，影響系數(shù)顯著為負(fù)，表明在第一門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著的抑制效應(yīng)。當(dāng)對(duì)外直接投資水平介于0.000 9與0.003 3之間時(shí)，影響強(qiáng)度為-0.731 6，但未通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明在第二門檻區(qū)間對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率仍然具有一定的負(fù)向影響，但這種負(fù)面效應(yīng)已明顯弱化。當(dāng)對(duì)外直接投資水平位于0.003 3和0.017 7時(shí)，存在顯著地對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，且在該門檻區(qū)間的影響強(qiáng)度最大，此時(shí)對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)效率的積極影響最為明顯，即存在對(duì)外直接投資的最優(yōu)門檻區(qū)間[0.003 3，0.017 7]。當(dāng)對(duì)外直接投資水平超過0.017 7時(shí)，其估計(jì)系數(shù)仍為正，但影響強(qiáng)度相比第三門檻區(qū)間明顯減弱。因此，隨著對(duì)外直接投資水平的提高，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)具有顯著的“U”型演變規(guī)律，只有對(duì)外直接投資水平超越一定門檻時(shí)，才會(huì)有利于產(chǎn)生逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，但這種積極影響同樣在一定程度上受要素邊際效率遞減的約束，這與蔣冠宏和蔣殿春(2014)[22]對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的“生產(chǎn)率效應(yīng)”檢驗(yàn)結(jié)果是較為一致的。進(jìn)一步計(jì)算發(fā)現(xiàn)，考察期內(nèi)中國對(duì)外直接投資的平均水平為0.006 5，正處于最優(yōu)門檻區(qū)間內(nèi)，具有積極的正向影響，這一發(fā)現(xiàn)再次印證了本文線性模型估計(jì)所得出的結(jié)論，但其與最優(yōu)門檻上限值0.017 7相比，還有很大差距。因此，新常態(tài)下，政府應(yīng)大力鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”和加強(qiáng)對(duì)外直接投資的深度和廣度，進(jìn)而最大限度地釋放對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出紅利。

另外，中國的對(duì)外開放戰(zhàn)略是由沿海向內(nèi)陸梯度實(shí)施的，由于諸多因素的制約，中國東、中、西部三大地區(qū)在人力資本、金融發(fā)展和市場(chǎng)化進(jìn)程等創(chuàng)新發(fā)展的關(guān)鍵領(lǐng)域均存在一定差異，進(jìn)而可能會(huì)致使區(qū)域間的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)存在空間不均衡現(xiàn)象，也就是說，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的非線性影響可能存在空間差異。為了得到更有針對(duì)性的研究結(jié)論，進(jìn)一步分析東、中、西部地區(qū)對(duì)外直接投資是否也存在顯著的逆向非線性創(chuàng)新溢出效應(yīng)及其差異。由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，三大地區(qū)均通過了單一門檻、雙重門檻與三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。因此，三大地區(qū)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的非線性檢驗(yàn)均應(yīng)采用三重門檻模型來進(jìn)行估計(jì)。

表3 三大地區(qū)門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)及門檻估計(jì)值

注：***、**分別表示在1%和5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。

表4為考慮空間差異的面板門檻數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，可知對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出的非線性效應(yīng)表現(xiàn)出明顯的空間異質(zhì)性。具體表現(xiàn)如下：在東部地區(qū)，只有當(dāng)對(duì)外直接投資水平超過0.004 4時(shí)，才會(huì)對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率起到明顯的促進(jìn)作用，而當(dāng)對(duì)外直接投資水平大于0.012 0時(shí)，其對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響則有所減弱。不難發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)呈現(xiàn)明顯的“U”型非線性特征，且存在最優(yōu)門檻區(qū)間[0.004 4，0.012 0]。從實(shí)際情況來看，除了河北以外的所有省份對(duì)外直接投資水平均跨過了門檻值0.004 4，說明新常態(tài)下東部地區(qū)對(duì)外直接投資具有顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，應(yīng)通過繼續(xù)優(yōu)化對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)和強(qiáng)度來鞏固這種優(yōu)勢(shì)；在中部地區(qū)，當(dāng)對(duì)外直接投資水平小于0.002 8時(shí)，其顯著地抑制了創(chuàng)新效率水平的提升。當(dāng)對(duì)外直接投資水平位于0.002 8與0.010 8之間時(shí)，這種負(fù)面效應(yīng)則變得不明顯。只有當(dāng)對(duì)外直接投資水平大于0.010 8時(shí)，對(duì)外直接投資才能顯著地驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新溢出。說明中部地區(qū)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)呈現(xiàn)出“U”型影響規(guī)律，相比東部地區(qū)，其具有更高的門檻要求，這可能與中部地區(qū)吸收能力較差有關(guān)。但從實(shí)際情況來看，所有省份的對(duì)外直接投資水平均還沒有跨過門檻值0.010 8，說明當(dāng)前中部地區(qū)的對(duì)外直接投資并未產(chǎn)生顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，甚至產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響，即位于“U”型曲線的左側(cè)，未來較長一段時(shí)間內(nèi)加強(qiáng)對(duì)外直接投資能力和吸收能力體系建設(shè)可能是破解該地區(qū)不利局面的重要措施；在西部地區(qū)，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)具有顯著的“N”型非線性規(guī)律，當(dāng)對(duì)外直接投資水平位于0.001 8與0.002 7之間時(shí)，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)并未顯現(xiàn)，而其他門檻區(qū)間則具有顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)。從實(shí)際情況來看，內(nèi)蒙古、廣西、貴州、青海等接近一半的省份尚處于負(fù)向區(qū)間，說明總體上對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出還不明顯。另外，相比東中部地區(qū)，西部地區(qū)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)有著較低的門檻要求，這可能原因在于，西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平較低，對(duì)逆向創(chuàng)新技術(shù)和知識(shí)有著相對(duì)較低的要求，適度的逆向溢出就會(huì)很明顯地推動(dòng)創(chuàng)新效率，但這種促進(jìn)作用也會(huì)受到西部地區(qū)吸收能力的限制，當(dāng)對(duì)外直接投資強(qiáng)度提升到一定程度時(shí)，這種逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)會(huì)明顯呈現(xiàn)弱化趨勢(shì)，因此，未來西部地區(qū)在加大對(duì)外直接投資的同時(shí)，尤要重視加強(qiáng)吸收能力體系建設(shè)。

表4 三大地區(qū)層面的面板門檻模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為修正異方差后的t統(tǒng)計(jì)量值，***、**、*分別表示各變量的系數(shù)通過1%、5%、10%的顯著水平；ofdi1至ofdi4分別為不同面板門檻區(qū)間對(duì)外直接投資變量的估計(jì)系數(shù)。

(二)對(duì)外直接投資逆向非線性創(chuàng)新溢出效應(yīng)的約束機(jī)制

基于上文實(shí)證檢驗(yàn)推斷，由于吸收能力的差異，中國對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)表現(xiàn)出了明顯的空間異質(zhì)性現(xiàn)象。為了揭示吸收能力作用下對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的動(dòng)態(tài)演變特征，這里將進(jìn)一步基于人力資本、金融支持和市場(chǎng)化等三個(gè)吸收能力維度考察對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)可能存在的約束機(jī)制。表5展示了基于三個(gè)不同吸收能力維度的面板門檻模型的檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，人力資本和金融支持門檻變量均在不同檢驗(yàn)水平下通過了單一門檻、雙重門檻和三重門檻檢驗(yàn)，說明二者均適合采用三重面板門檻數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析。市場(chǎng)化門檻分別在5%和10%顯著水平下通過了單一門檻和雙門檻檢驗(yàn)，但并未通過三重門檻檢驗(yàn)，表明以市場(chǎng)化為門檻變量時(shí)應(yīng)選用雙重門檻模型進(jìn)行研究。

表5 門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)及門檻估計(jì)值

注：***、**分別表示在1%和5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。

表6展示了在不同吸收能力調(diào)節(jié)下，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的面板門檻檢驗(yàn)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，與上文的非線性估計(jì)結(jié)果相比，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的非線性影響明顯受到人力資本、金融支持和市場(chǎng)化等吸收能力因素的正向調(diào)節(jié)，具體表現(xiàn)如下。

表6 考慮吸收能力約束的面板門檻數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為修正異方差后的t統(tǒng)計(jì)量值，***、**、*分別表示各變量的系數(shù)通過1%、5%、10%的顯著水平；ofdi_1至ofdi_4分別為不同面板門檻區(qū)間對(duì)外直接投資變量的估計(jì)系數(shù)。

第一，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的人力資本門檻值分別為9.209 6、9.333 1和9.490 1。當(dāng)人力資本水平小于9.209 6時(shí)，對(duì)外直接投資的影響系數(shù)為0.523 9，且通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)在第一門檻區(qū)間內(nèi)是顯著存在的；當(dāng)人力資本水平介于9.209 6與9.333 1之間時(shí)，第二門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)外直接投資仍具有顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，但影響力度明顯增強(qiáng)；當(dāng)人力資本水平在9.333 1與9.490 1之間時(shí)，影響強(qiáng)度進(jìn)一步增強(qiáng)，亦通過了1%的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)人力資本水平高于9.490 1時(shí)，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)則開始有所弱化，但仍明顯高于第一門檻區(qū)間的影響強(qiáng)度。因此，隨著人力資本門檻區(qū)間的變化，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響具有正向的倒“U”型的非線性特征?？傮w來看，較高的人力資本水平更有利于對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的發(fā)揮。從實(shí)際情況來看，除北京和上海的人力資本水平位于第三門檻區(qū)間、遼寧的人力資本水平位于第二門檻區(qū)間外，其他省份的人力資本水平均處于第一門檻區(qū)間內(nèi)，尤其是廣大中西部地區(qū)的人力資本水平遠(yuǎn)低于9.209 6水平，較低的人力資本水平并未能有效地驅(qū)動(dòng)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的發(fā)揮。因此，十三五期間，只有持續(xù)加強(qiáng)教育投資，提高人力資本水平，才能更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)。

第二，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率影響的金融支持門檻值分別為2.107 9、2.398 0和3.383 5。當(dāng)金融支持力度小于2.107 9時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率具有顯著的正向影響；當(dāng)金融支持力度跨越第一門檻值時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率仍具有積極的影響，且這種正向影響達(dá)到最優(yōu)，存在金融支持的最優(yōu)門檻水平區(qū)間[2.107 9, 2.398 0]，說明要最大限度地發(fā)揮企業(yè)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出，適度的金融支持力度具有重要作用，但同時(shí)企業(yè)自主投資能力的作用也不容忽視；當(dāng)金融支持力度位于2.398 0和3.383 5之間時(shí)，對(duì)外直接投資的影響系數(shù)仍顯著為正，但強(qiáng)度有所減小；當(dāng)金融支持力度超過3.383 5水平時(shí)，對(duì)外直接投資的影響系數(shù)依然顯著為正，但作用強(qiáng)度進(jìn)一步減小，之所以出現(xiàn)這種現(xiàn)象，可能與要素邊際效率遞減約束有關(guān)。不難發(fā)現(xiàn)，在金融支持門檻條件下，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響具有顯著的倒“U”型非線性特征。從實(shí)際情況來看，尚有河北、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江西、河南、湖南、福建、廣西和云南等10個(gè)省份的金融支持水平還處在2.107 9水平之下，這些省份在十三五期間還應(yīng)該大力加強(qiáng)金融支持力度，最大限度地驅(qū)動(dòng)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，其他省份則既要在適度優(yōu)化金融支持領(lǐng)域，也要在鼓勵(lì)企業(yè)自主投資等方面下功夫。

第三，在市場(chǎng)化水平門檻條件下，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)亦呈現(xiàn)較為復(fù)雜的非線性關(guān)系，具體表現(xiàn)在：當(dāng)市場(chǎng)化水平低于0.686 9時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響系數(shù)為0.387 9，且通過了1%的顯著性水平下檢驗(yàn)，表明在第一門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)外直接投資具有顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)；當(dāng)市場(chǎng)化水平介于0.686 9與0.718 4之間時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率仍具有顯著的正向影響，且這種促進(jìn)效果明顯增強(qiáng)；當(dāng)市場(chǎng)化水平大于0.718 4時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的積極影響則開始減弱，但該強(qiáng)度依然遠(yuǎn)大于第一門檻區(qū)間的影響。由此可見，在市場(chǎng)化水平門檻下，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率具有明顯的正向倒“U”型作用特征，只有當(dāng)市場(chǎng)化水平達(dá)到一定門檻條件時(shí)，對(duì)外直接投資才能更顯著地促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率水平提升，即較高的市場(chǎng)化水平更有利于發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)。從實(shí)際情況來看，山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、四川、貴州等14個(gè)省份的對(duì)外直接投資水平還在0.686 9之下，且這些省份均位于中西部地區(qū)?？梢?，要更大限度地發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，不斷加強(qiáng)市場(chǎng)化改革，推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程應(yīng)是十三五期間需要持續(xù)重點(diǎn)關(guān)注的。

綜上可知，吸收能力顯著地作用于對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，人力資本、金融支持和市場(chǎng)化等因素均對(duì)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)產(chǎn)生了顯著正向調(diào)節(jié)。在上述因素約束下，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率均產(chǎn)生了明顯的正向倒“U”型特征?？傮w看來，只有吸收能力水平達(dá)到一定條件時(shí)，才能最大限度地釋放對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出紅利。從考察期內(nèi)的實(shí)際情況看，不斷提升人力資本水平和金融支持力度，加快市場(chǎng)化進(jìn)程是新常態(tài)下強(qiáng)化對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出的重要手段，這也為新常態(tài)下中國在“走出去”過程中充分注重對(duì)外直接投資與強(qiáng)化人力資本、金融發(fā)展、市場(chǎng)化改革等重大舉措的有效融合提供了經(jīng)驗(yàn)支撐。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于中國2006-2015年的省際面板數(shù)據(jù)，采用門檻回歸技術(shù)實(shí)證研究了對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率影響的異質(zhì)門檻效應(yīng)和約束機(jī)制。不論是采用線性估計(jì)抑或非線性檢驗(yàn)手段均發(fā)現(xiàn)，近十年來，中國的“走出去”戰(zhàn)略富有成效，對(duì)外直接投資產(chǎn)生了顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，明顯地推動(dòng)了區(qū)域創(chuàng)新效率水平的改善。進(jìn)一步基于非線性角度的分析得出了一些不同以往的研究結(jié)論：(1)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出總體表現(xiàn)為顯著的“U”型非線性規(guī)律，即只有對(duì)外直接投資水平超越一定門檻時(shí)，才會(huì)產(chǎn)生顯著的逆向創(chuàng)新溢出，當(dāng)前中國剛剛邁入有利于逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的最優(yōu)對(duì)外直接投資區(qū)間；(2)對(duì)外直接投資的逆向非線性創(chuàng)新效應(yīng)具有一定的空間異質(zhì)性：一是在東部和中部地區(qū)，對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)均呈現(xiàn)“U”型特征，在西部地區(qū)則具有“N”型特征。二是產(chǎn)生逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的對(duì)外直接投資門檻要求具有西部>中部>東部的鮮明特征。三是顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)主要發(fā)生在東部地區(qū)省份，西部地區(qū)尚不明顯，中部地區(qū)甚至產(chǎn)生了一定的負(fù)面影響；(3)吸收能力正向調(diào)節(jié)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，在人力資本、金融支持和市場(chǎng)化門檻條件下，對(duì)外直接投資對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率的影響均呈現(xiàn)出顯著的正向倒“U”型規(guī)律，只有吸收能力水平達(dá)到一定條件時(shí)，才會(huì)最大限度地驅(qū)動(dòng)對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出。

本文主要得到以下政策啟示：第一，我們應(yīng)該清楚地認(rèn)識(shí)到，中國的對(duì)外直接投資具有顯著的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，這為新常態(tài)下中國進(jìn)一步深化推動(dòng)“走出去”戰(zhàn)略，有效發(fā)揮對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)中國區(qū)域創(chuàng)新能力提升提供了證據(jù)支持。因此，中國當(dāng)前應(yīng)進(jìn)一步深化對(duì)外開放，大力支持和引導(dǎo)有實(shí)力的企業(yè)有選擇地進(jìn)行海外投資，既要注重對(duì)外投資的規(guī)模，也不能忽視對(duì)外投資的結(jié)構(gòu)，尤其是可通過設(shè)立對(duì)外投資基金、東道國并購、聯(lián)合研發(fā)、設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)和基地等方式加強(qiáng)對(duì)外合作，尤其是要加強(qiáng)技術(shù)獲取型投資，促使有限的對(duì)外投資實(shí)現(xiàn)有效的逆向創(chuàng)新溢出效果，進(jìn)而促進(jìn)國內(nèi)區(qū)域創(chuàng)新效率水平提升。第二，中國“走出去”戰(zhàn)略的優(yōu)化不能忽視對(duì)外直接投資具有的動(dòng)態(tài)化特征。一方面，由于對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)具有顯著的非線性特征，因此政策的制定應(yīng)充分考慮到對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的內(nèi)在規(guī)律，應(yīng)從最大限度地驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新效率提升的目標(biāo)出發(fā)，有針對(duì)性地實(shí)施動(dòng)態(tài)化的對(duì)外直接投資策略，不斷對(duì)對(duì)外直接投資強(qiáng)度和結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化和調(diào)整，同時(shí)也要意識(shí)到中國現(xiàn)階段對(duì)外直接投資水平整體雖剛邁入最優(yōu)門檻區(qū)間，但距離門檻上限值還有相當(dāng)差距，這說明短期內(nèi)提升對(duì)外直接投資強(qiáng)度并不會(huì)損害或弱化其逆向創(chuàng)新溢出。第三，對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出的空間差異現(xiàn)象也不能忽視，不同區(qū)域應(yīng)因地制宜地實(shí)施差異化的對(duì)外直接投資策略。東部地區(qū)要通過持續(xù)優(yōu)化對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)和強(qiáng)度、提升對(duì)外直接投資質(zhì)量，來強(qiáng)化逆向創(chuàng)新溢出的先天優(yōu)勢(shì)，中西部地區(qū)除了要大力加強(qiáng)對(duì)外直接投資強(qiáng)度和優(yōu)化投資策略外，還要不斷強(qiáng)化吸收能力體系建設(shè)，為更有效釋放對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出提供條件。第四，在加強(qiáng)對(duì)外投資力度的同時(shí)，尤要重視人力資本、金融支持和市場(chǎng)化等吸收能力因素正向調(diào)節(jié)于對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，持續(xù)加強(qiáng)吸收能力體系建設(shè)，最大限度地推動(dòng)逆向創(chuàng)新溢出?？傮w上看來，不斷提高人力資本質(zhì)量、加強(qiáng)金融支持力度，加快推動(dòng)市場(chǎng)化進(jìn)程均是新常態(tài)下進(jìn)一步釋放對(duì)外直接投資逆向創(chuàng)新溢出紅利的重要渠道。因此，不同省份應(yīng)從以上三個(gè)角度出發(fā)著力加強(qiáng)和完善吸收能力體系，尤其是目前尚未產(chǎn)生明顯逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的中西部地區(qū)省份，在“走出去”過程中應(yīng)充分注重對(duì)外直接投資與人力資本、金融支持和市場(chǎng)化等因素的有效融合，積極發(fā)揮政策組合的疊加效應(yīng)，使其更加有利于釋放對(duì)外直接投資的逆向創(chuàng)新溢出效應(yīng)。第五，還要注意到，區(qū)域創(chuàng)新能力水平的提升，還要繼續(xù)注重在加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程、優(yōu)化引進(jìn)外資的質(zhì)量和結(jié)構(gòu)、加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制和提高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)等方面下功夫，從而實(shí)現(xiàn)“走出去”戰(zhàn)略和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略的“雙贏”。

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