章志華

(廣東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510320)

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)后，隨著中國政府實(shí)施“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略以及企業(yè)競爭力的快速提升，中國對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)規(guī)模發(fā)展迅速。據(jù)國家商務(wù)部最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2003年中國對外直接投資額僅為28.5億美元，2013年“一帶一路”倡議的實(shí)施進(jìn)一步加快了企業(yè)“走出去”的步伐，到2015年OFDI規(guī)模已高達(dá)1 456.7億美元，首次超過同期外商直接投資額，保持了連續(xù)13年的增長。 在經(jīng)濟(jì)全球化加速推進(jìn)的背景下，中國作為最大的發(fā)展中國家，快速發(fā)展的OFDI能否促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高？與此同時(shí)，長期以來粗放型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式已接近環(huán)境承載的極限，不利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，為此社會各界對此高度重視，在黨的十九大報(bào)告中特別強(qiáng)調(diào)了綠色發(fā)展的重要性，意味著在將來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中環(huán)境規(guī)制的門檻將越來越高。近年來，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系已吸引了許多學(xué)者的關(guān)注，大部分學(xué)者都支持環(huán)境規(guī)制有利于提升技術(shù)創(chuàng)新能力的“波特假說”，但也有部分學(xué)者支持環(huán)境規(guī)制的“成本假說”，認(rèn)為環(huán)境規(guī)制增加了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的成本，反而會削弱企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

鑒于此，本文認(rèn)為環(huán)境規(guī)制是影響OFDI逆向技術(shù)溢出與母國技術(shù)創(chuàng)新的重要因素，甚至隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的加大，OFDI與國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系可能表現(xiàn)出非線性化特征，如果忽略環(huán)境規(guī)制的不同階段性發(fā)展特點(diǎn)，可能會降低研究的針對性與時(shí)效性。那么，不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下OFDI逆向技術(shù)溢出對國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的影響特征、效果如何？是否存在階段性差異與空間相關(guān)？厘清這些問題，對于在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下統(tǒng)籌我國環(huán)境保護(hù)、對外開放和創(chuàng)新驅(qū)動的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外OFDI逆向技術(shù)溢出與母國技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證研究已取得一系列豐碩的成果。Kogut和Chang通過研究1976—1987年日本制造業(yè)在美國技術(shù)密集型行業(yè)的投資，證實(shí)了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在[1]。在此基礎(chǔ)上，Lichtenberg和Potterie首次將OFDI作為重要的技術(shù)溢出路徑引入到C-H模型中，并采用13個(gè)OECD國家1971—1990年的OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)論表明這些國家的對外投資能夠獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[2]。Driffield和Love采用英國制造業(yè)OFDI數(shù)據(jù)，實(shí)證研究表明制造業(yè)中的一些具有技術(shù)優(yōu)勢行業(yè)OFDI更容易獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[3]。毛其淋和許家云采用2004—2009年中國企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配方法，實(shí)證分析得出對外直接投資對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用在逐年增加[4]。陳強(qiáng)等采用技術(shù)型OFDI與其他OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)論均表明OFDI逆向技術(shù)溢出顯著地提升了母國技術(shù)創(chuàng)新水平[5]。李娟等在研究中發(fā)現(xiàn)中國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在明顯的區(qū)域差異，僅東部地區(qū)OFDI能夠獲取積極的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，而中西地區(qū)OFDI并未獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[6]。

但是，Lee的實(shí)證研究結(jié)果卻表明OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯[7]。Bitzer和Kerekes采用17個(gè)OECD國家的OFDI與產(chǎn)業(yè)發(fā)展數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明OFDI并未獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，這可能與不同國家OFDI發(fā)展的差異有關(guān)[8]。Dierk采用33個(gè)發(fā)展中國家OFDI數(shù)據(jù)，在研究中進(jìn)一步證實(shí)了Bitzer和Kerekes 的研究結(jié)論[9]。白潔采用L-P模型在研究中發(fā)現(xiàn)，中國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不明顯[10]。尹東東和張建清采用中國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)OFDI不能獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[11]。李思慧等在實(shí)證分析中發(fā)現(xiàn)，對外直接投資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出有擠出作用，進(jìn)而抑制了企業(yè)創(chuàng)新能力的提升[12]。

關(guān)于吸收能力對OFDI技術(shù)逆向溢出效應(yīng)的影響。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不會自動產(chǎn)生，關(guān)鍵取決于母國的吸收能力。Borensztein采用69個(gè)發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)論表明只有當(dāng)東道國的人力資本水平跨過某個(gè)“門檻值”時(shí)，F(xiàn)DI才能有效地吸收國際技術(shù)溢出[13]。陳巖采用2003—2008年中國OFDI的省際面板數(shù)據(jù)，從吸引力的視角選擇人力資本、技術(shù)差距、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)開放度分析了OFDI逆向技術(shù)溢出對國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新影響的門檻效應(yīng)[14]。李梅等選擇了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、研發(fā)強(qiáng)度、技術(shù)差距、人力資本、對外開放度和金融發(fā)展六個(gè)吸引力因素來分析引發(fā)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的門檻效應(yīng)[15]。

綜上所述，OFDI 逆向技術(shù)溢出對母國技術(shù)創(chuàng)新影響的研究結(jié)論并不一致。大多數(shù)研究往往強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出，而實(shí)際上，技術(shù)創(chuàng)新能力的提升是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，僅僅依靠增加創(chuàng)新的投入或產(chǎn)出都不能完全反映OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的影響。尤其是已有文獻(xiàn)主要從增加OFDI規(guī)模和提高母國吸收能力兩個(gè)視角來提高OFDI的逆向技術(shù)溢出，很少關(guān)注在環(huán)境規(guī)制下OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，更少考慮在不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，OFDI對國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的影響可能表現(xiàn)的階段性特征和空間相關(guān)性。為此，本文采用2003—2015年中國省級的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間門檻回歸模型以揭示環(huán)境規(guī)制約束下OFDI逆向技術(shù)溢出的特征、規(guī)律以及空間相關(guān)性，為在不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下研究OFDI逆向技術(shù)溢出與母國技術(shù)創(chuàng)新提供一個(gè)新視角。

三、機(jī)制分析

通常來說，技術(shù)創(chuàng)新包括國內(nèi)技術(shù)積累和境外技術(shù)溢出兩種途徑，在經(jīng)濟(jì)全球化深度融合的背景下，OFDI 逆向技術(shù)溢出作為促進(jìn)母國技術(shù)創(chuàng)新的重要途徑已取得了廣泛的共識。根據(jù)“波特假說”，設(shè)置合理強(qiáng)度的環(huán)境規(guī)制，能夠激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動，有助于提升母國的技術(shù)創(chuàng)新能力。所以說，環(huán)境規(guī)制在一定程度上可以通過OFDI來提升母國的技術(shù)創(chuàng)新能力，其內(nèi)在機(jī)制表現(xiàn)為：

(1)當(dāng)母國的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較低時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出成果的技術(shù)含量、環(huán)境承載能力等均較低，從而對國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響不明顯。(2)當(dāng)母國的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度較高時(shí)，為適應(yīng)母國更高的環(huán)境規(guī)制政策，OFDI企業(yè)通過逆向技術(shù)溢出將科技含量高的成果反饋給國內(nèi)，再通過國內(nèi)企業(yè)的模仿、消化與吸收，對母國技術(shù)創(chuàng)新能力的提升作用更為明顯。(3)但是若環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度設(shè)置過高時(shí)，會增加企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動的成本，從而損害其進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的積極性，反而可能會弱化母國的技術(shù)創(chuàng)新?；诖耍疚臉?gòu)建了空間門檻回歸模型來分析不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下OFDI逆向技術(shù)溢出對母國技術(shù)創(chuàng)新的影響。

四、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

1.變量選擇

(1)技術(shù)創(chuàng)新(INO)。既有文獻(xiàn)中衡量技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的指標(biāo)通常包括新產(chǎn)品產(chǎn)出和專利數(shù)量，由于統(tǒng)計(jì)省級層面的新產(chǎn)品產(chǎn)出比較困難，因此本文選取了專利數(shù)量來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出；鑒于專利申請數(shù)量的主觀性，本文選擇各地區(qū)三大專利授權(quán)量作為衡量技術(shù)創(chuàng)新能力的產(chǎn)出指標(biāo)。同時(shí)，采用各地區(qū)歷年的R&D經(jīng)費(fèi)支出作為技術(shù)創(chuàng)新的資本投入指標(biāo)(R&D)；采用各地區(qū)歷年的R&D科技人員全時(shí)當(dāng)量作為技術(shù)創(chuàng)新的人員投入指標(biāo)(HR)。

(2)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(ERP)。目前對環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測算指標(biāo)較多，比如環(huán)境治理投入與工業(yè)總產(chǎn)值的比值、單位產(chǎn)出的污染物排放量等，但上述測算方法均存在一定的缺陷，它們注重于從環(huán)境治理的角度來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，而對環(huán)境規(guī)制的效果考慮的較少[16]。因此本文采用各地區(qū)實(shí)際GDP與能源消費(fèi)總量之比來衡量環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度[17]，該指標(biāo)可以較好地反映政府實(shí)施環(huán)境規(guī)制的影響效果，若該指標(biāo)數(shù)值越大，表明環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，說明每萬元GDP的綠色效率越高。

(3)對外直接投資(OFDI)。采用各地區(qū)對外直接投資流量計(jì)算，能夠更好地反映對外直接投資的年度變化趨勢。首先用美元對人民幣的歷年平均匯率將OFDI流量數(shù)據(jù)換算成人民幣，然后采用1978年為基期進(jìn)行平減。

(4)貿(mào)易依存度(TRA)。用各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易額與GDP的比值來表示貿(mào)易開放度，進(jìn)出口貿(mào)易額采用美元對人民幣的年平均匯率換算成人民幣。

(5)對外開放度(OPEN)。采用各地區(qū)外商直接投資實(shí)際額與GDP的比值來衡量對外開放度。把外商直接投資按美元對人民幣的年平均匯率換成人民幣。

2.本文數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，由于商務(wù)部從2003年發(fā)布對外直接投資公報(bào)，為保持時(shí)間與跨度的連續(xù)性，又由于西藏?cái)?shù)據(jù)存在較多缺失，本文選取2003—2015年30個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為樣本。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)環(huán)境規(guī)制約束下OFDI逆向技術(shù)溢出與母國技術(shù)創(chuàng)新

1.門檻分析結(jié)果

根據(jù)Hansen(1999)的門檻估計(jì)原理[17]，采用STATA13.1對OFDI逆向技術(shù)溢出對母國技術(shù)創(chuàng)新的環(huán)境規(guī)制門檻存在性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在單門檻效應(yīng)、雙重門檻效應(yīng)、三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)中，通過bootstrap 方法模擬300次得到它們相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量與P值如表2。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

注：***表示1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；P值與臨界值是通過bootstrap 方法模擬300次的結(jié)果。

表2的檢驗(yàn)結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制的單門檻效應(yīng)和雙重門檻效應(yīng)均在1%顯著性水平下顯著，表明OFDI 逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在環(huán)境規(guī)制的雙重門檻效應(yīng)。

在確定環(huán)境規(guī)制引發(fā)的OFDI逆向技術(shù)溢出對母國技術(shù)創(chuàng)新的雙重門檻效應(yīng)后，進(jìn)一步對雙重門檻值進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果以及95%的置信區(qū)間如表3所示。并借此STATA13.0繪制了似然比值與門檻估計(jì)值的關(guān)系圖。圖1中虛線為在5%的顯著性水平下的似然比臨界值7.35。由圖1可知環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的門檻估計(jì)值所對應(yīng)的LR值小于5%的顯著性水平下的臨界值7.35，所以說設(shè)定的雙重門檻估計(jì)值是合理的。

表3 門檻值估計(jì)結(jié)果及其置信區(qū)間

圖1 單門檻與雙門檻的估計(jì)值及其95%的置信區(qū)間

2.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

由于本文的數(shù)據(jù)來源于中國30個(gè)省級地區(qū)(除西藏外)，各地區(qū)之間幾乎都有共同的陸地邊界，因此可采用簡單的Rook鄰接陣二進(jìn)制鄰接法來構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。鑒于海南省與其他地區(qū)沒有陸地接壤，在數(shù)據(jù)處理時(shí)通常定義其與廣西、廣東相鄰。

檢驗(yàn)各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平lnINO是否存在空間相關(guān)性，Moran 指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

表4 空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。下同。

圖2 2003—2015年區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的Moran指數(shù)變化趨勢圖

由圖2可知，2003—2015年各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的Moran 指數(shù)大于零，且總體上顯著。即各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力存在空間正相關(guān)性，同時(shí)各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力的Moran 指數(shù)有下降的趨勢，可能與各地區(qū)走自主創(chuàng)新的內(nèi)涵式發(fā)展模式有關(guān)，造成區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新能力的空間關(guān)聯(lián)性在下降。

根據(jù)空間相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果與門檻值檢驗(yàn)結(jié)果，本文構(gòu)建了空間門檻模型如下：

lnINOit=ρW×lnINOit+β1lnOFDIit+β2lnOFDIit×D1+β3lnOFDIit×D2 +β4TRAit+β5OPENit+β6lnR&D+μi+vt+εit

(1)

由于環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度存在雙門檻值，以環(huán)境規(guī)制低水平為基期，引入兩個(gè)虛擬變量D1、D2，構(gòu)建對外直接投資( LnOFDI) 和虛擬變量D1、D2的交叉項(xiàng)：LnOFDI × D1、LnOFDI× D2，分別用來檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制中等水平和較高水平時(shí)OFDI逆向技術(shù)溢出對創(chuàng)新能力影響的門檻效應(yīng)。

最后，由Hausman檢驗(yàn)可知選擇固定效應(yīng)模型更合適，采用MATLAB 7.10對模型(1)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示：

表5 空間門檻模型的估計(jì)結(jié)果(時(shí)間與空間雙固定)

由表5的回歸結(jié)果可知，擬合優(yōu)度R2=0.822，表明所設(shè)的空間門檻模型比較合理；同時(shí)ρ>0，且在10%下統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性； 環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(ERP)在OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的影響中扮演者雙門檻作用，門檻值分別為0.095與0.165。OFDI逆向技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)對技術(shù)創(chuàng)新的影響隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的變化呈現(xiàn)出“倒U”型關(guān)系，具體表現(xiàn)為：當(dāng)一個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度小于門檻值0.095時(shí)，lnOFDI的回歸系數(shù)為-0.009，但不顯著；當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過第一門檻值0.095時(shí)，其回歸系數(shù)為0.089，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)。表明在中等環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下OFDI逆向技術(shù)溢出顯著地提升了母國技術(shù)創(chuàng)新能力。當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過第二重門檻值0.165時(shí)，其回歸系數(shù)為0.006，且通過10%的顯著性檢驗(yàn)，表明隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的繼續(xù)增加，OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用在減弱。因此，適度提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有利于通過OFDI提高地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力，但是當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度超過合理的水平，反而增加了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的成本，不利于通過OFDI來提升地區(qū)的創(chuàng)新能力。

對于其他的控制變量，國內(nèi)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出與研發(fā)人員的回歸系數(shù)分別為正，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明國內(nèi)研發(fā)資本投入與研發(fā)人員投入仍然是國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力提升的動力源泉，這與羅默的內(nèi)生增長理論強(qiáng)調(diào)的相一致。貿(mào)易依存度的回歸系數(shù)為正，且在1%下顯著，可能是通過OFDI獲取的中間技術(shù)產(chǎn)品通過對外貿(mào)易方式反饋到國內(nèi)，進(jìn)而促進(jìn)了母國技術(shù)創(chuàng)新。而外商直接投資的回歸系數(shù)為負(fù)且在1%下顯著，可能一方面是改革開放初期“市場換技術(shù)”紅利的邊際效應(yīng)在減弱；另一方面國內(nèi)企業(yè)長期依賴外商直接投資帶來的先進(jìn)技術(shù)，削弱了其自主創(chuàng)新能力。所以外商直接投資不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

3.基于環(huán)境規(guī)制的地區(qū)分析

由表6的分析結(jié)果可知，2003—2015年中國各地區(qū)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度發(fā)生了明顯的變化，具體表現(xiàn)為，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度在第一門檻值以下的地區(qū)較少且變化不大，大部分地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過了第一門檻值與第二門檻值，其中處在第一門檻值與第二門檻值之間的地區(qū)有下降的趨勢，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過第二門檻值的地區(qū)數(shù)逐漸增加。截至2015年已有北京、天津、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、河南、湖北、湖南、山東、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、吉林、黑龍江、遼寧等23個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過了第二門檻值，進(jìn)入了高強(qiáng)度環(huán)境規(guī)制區(qū)域。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式已經(jīng)到了環(huán)境承載的極限。在此背景下，國家制定了更嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制政策，各地區(qū)也出臺了一系列環(huán)境保護(hù)措施。由于在當(dāng)前的環(huán)境規(guī)制約束下OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著，這與環(huán)境規(guī)制的“波特假設(shè)”是相一致的。因此，各地區(qū)在開展OFDI過程中還可以適度提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，但是長期來看要注重設(shè)置合理的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度“天花板”，最大限度地通過OFDI提高地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力。

表6 不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的地區(qū)劃分

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

進(jìn)一步更換空間權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在空間權(quán)重矩陣的選取上，由于各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)來往日益密切，僅僅考慮它們在空間上的相鄰是不夠的，因此采用章志華等的做法[19]，采用W*=W*E表示空間經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，W*的優(yōu)點(diǎn)在于不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)與地理上的空間溢出效應(yīng)均得到考慮。其中E表示地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的矩陣，W表示空間鄰接矩陣。

其中Yit中表示第i個(gè)地區(qū)第t年的實(shí)際人均GDP。

由表7更換了空間權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果來看，與表5的估計(jì)結(jié)果相比總體變化不大，說明表5的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

五、結(jié)論與建議

本文采用2003—2015年中國省級的面板數(shù)據(jù)，在實(shí)證檢驗(yàn)了區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的門檻效應(yīng)后，進(jìn)一步構(gòu)建空間門檻回歸模型分析了不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度約束下OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新影響的門檻效應(yīng)。

Moran指數(shù)大于零，表明區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在空間相關(guān)性；同時(shí)檢驗(yàn)到環(huán)境規(guī)制約束下OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在雙重門檻效應(yīng)?？臻g門檻模型的實(shí)證結(jié)果表明：在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度處于第一門檻值之下，OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用不明顯，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過第一門檻值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著，當(dāng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度跨過第二門檻值時(shí)，OFDI逆向技術(shù)溢出對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用卻在減弱。

考慮到中國在目前的環(huán)境規(guī)制約束下OFDI顯著的提升了技術(shù)創(chuàng)新能力，現(xiàn)階段還可以進(jìn)一步提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，通過OFDI逆向技術(shù)溢出促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，但也不能盲目提升環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，若超過了OFDI逆向技術(shù)溢出的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度“天花板”，反而可能會抑制OFDI逆向技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。鑒于當(dāng)前不同環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，OFDI逆向技術(shù)溢出對地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新影響的差異性，因此還應(yīng)該適時(shí)動態(tài)調(diào)整環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，最大可能地提升OFDI逆向技術(shù)創(chuàng)新能力。