從“引進來”到“走出去”：跨境投資的創新驅動方向轉變了嗎？

(1.西安財經大學園區管理與創新發展研究中心，陜西西安710067；2.西安交通大學經濟與金融學院，陜西西安710061；3.南京郵電大學信息產業發展戰略研究院，江蘇南京210023；4.胡安卡洛斯國王大學社會與法律學院，西班牙馬德里28032)

一、引言

建國七十年來，中國經濟發展從自力更生到逐步融入全球化，取得矚目成就。改革開放初期，通過“筑巢引鳳”吸引外商直接投資(IFDI)參與中國經濟建設和產業發展，招商引資更是作為地方政府長期堅持的重點發展戰略，借助“市場換技術”策略引入國外先進企業在中國投資拓業，顯著促進了中國產業技術水平提升[1]。值得關注的是，近年來IFDI增速放緩，而對外直接投資(OFDI)增速明顯加快，更多中國企業通過“走出去”，在發達國家建立研發中心，并購先進企業，尋求外部創新提升[2]。相應的數據統計顯示，2003年以前，以IFDI資本單向流入為主，伴隨著對外開放和市場化經濟發展，中國企業逐漸“走出去”開拓國際市場，2003年初現OFDI規模化增長趨勢，步入了雙向跨境投資階段，2014年中國OFDI流量首次超過了IFDI，呈現出更為積極的資本外向流動趨勢，IFDI與OFDI形成了共軌驅動模式。

以“一帶一路”建設為重點，堅持“引進來”和“走出去”并重，加強開放合作，注重創新水平提升。由此引發的思考是，IFDI與OFDI雙向演化過程中，跨境投資的創新驅動方向依然源于“引進來”，還是逐漸轉向“走出去”？如果跨境投資的創新驅動方向已經轉變，那么過去對于招商引資的政策激勵要加快向對外投資過渡，充分釋放OFDI的創新溢出紅利。如果跨境投資的創新驅動方向并未轉變，而是由單向“引進來”分化為“引進來”與“走出去”雙向共軌，那么兩者之間存在什么樣的共生演進關系，是彼此隔離還是相互融合？如何通過雙向調節“引進來”與“走出去”，釋放IFDI與OFDI的共軌創新驅動效應？本文通過研究這些問題，為探討跨境投資的創新驅動效應提供了一個雙向共軌視角；以技術勢差為依據解釋跨境投資創新驅動的轉變邏輯；借助實證檢驗刻畫IFDI與OFDI的創新溢出軌跡及其互動影響關系，為兼顧并重“引進來”與“走出去”，雙向驅動創新發展，提供新的經驗依據。

二、文獻回顧

(一)資本流動全球化與IFDI的創新溢出

二戰后的全球貿易體系演變是資本流動全球化的核心動因，發達國家通過向發展中國家投資建廠，追求市場擴張和低成本競爭優勢[4]。這一解釋下，產業技術勢差驅動資本由發達國家流向發展中國家，IFDI帶來了成熟工業設備、先進生產技術和管理經驗，幫助發展中國家快速培育產業基礎，提升技術水平，衍生IFDI的創新溢出效應[5]。Newman等(2019)[6]認為，IFDI的創新溢出效應在亞洲和非洲等發展中國家頗為受益。Hecock和Jepsen(2014)[7]的相關研究證實，墨西哥、巴西等拉美國家通過吸收美國的IFDI，加快了自身經濟發展。Perri和Peruffo(2016)[8]卻提出不同意見，認為印度等一些發展中國家雖然通過IFDI實現了產業快速植入，但也會因此造成自主創新惰性，Ghebrihiwet(2017)[9]認為這會擴大發達國家和發展中國家之間的技術水平差距。

中國經驗證實了IFDI的創新驅動效應[10]，改革開放初期，正是借助招商引資大量引入國外先進企業，顯著提升了國內產業技術水平和創新競爭力[11]。但近年來一些學者提出不同意見，陳勁等(2007)[12]以中國省際面板數據研究發現，IFDI對中國區域技術創新的溢出效應并不顯著。謝子遠等(2017)[13]的研究揭示IFDI表面上帶來了外部先進技術，但長期依賴會削弱國內企業自主創新積極性。邵玉君(2017)[14]認為這和中國IFDI結構來源有一定關系，歐美日等發達國家對中國的IFDI技術優勢明顯，抑制了國內企業創新積極性。田畢飛和陳紫若[15]則認為，IFDI能否產生創新外溢取決于區域本身的技術吸收能力。

(二)資本對外擴張與OFDI的創新溢出

發達國家向發展中國家投資擴張過程中，會附帶技術輸出，提高當地的生產水平和盈利能力，造成創新資源外流，從而削弱自身創新積極性，造成抑制性影響[16]。Bitzer和Kerekes(2008)[17]對OECD國家的相關研究發現，加拿大、芬蘭、德國、西班牙、丹麥等國的OFDI增長對本國生產效率產生了不利影響。與此相反的是，Hiratsuka(2018)[18]發現日本企業在工業轉型時期，通過向美國等發達國家的OFDI，幫助日本在高端制造、半導體、電子信息領域實現了創新超越。韓國等一些亞洲新興國家也都經歷了類似的發展階段，通過OFDI驅動國內創新提升[19]。美國作為全球最大的資本輸出國，OFDI的創新溢出較為復雜，受到對外投向地區和資本來源地區等多重因素影響，呈現出雙向異化特征[20]。

中國對外投資發展時間不長，早期中國企業對外投資方向以亞非拉等發展中國家為主，目的在于國際援建、初級資源獲取和中低端市場擴張[21]。白潔(2009)[22]以中國1985—2005年的樣本數據實證研究發現，這個階段的OFDI并未呈現顯著的創新驅動效應，原因是對外投向多為勞動力密集型的中低端市場，難以有效激勵國內創新積極性。隨著中國改革開放深入，中國企業的技術水平和創新能力有了顯著提升，通過投資發達國家和地區，尋求外部技術勢差，彌補自身技術短板，逆向提升了國內創新能力[23]。后續的相關研究從不同角度分析了中國OFDI創新溢出的復雜特質，杜龍政和林潤輝(2018)[24]以中國省際面板數據的實證研究認為，中國OFDI在2005年之后體現出更為有效的創新驅動。李洪亞和宮汝凱(2016)[25]分析中國OFDI結構發現，投向歐美等發達國家能夠有效提升OFDI創新溢出空間。沙文兵和李瑩(2018)[26]發現中國OFDI創新驅動具有一定的空間異質性，東部地區OFDI創新溢出更為明顯。

(三)文獻評價與創新貢獻

通過文獻梳理得到的重要啟示在于，全球資本流動過程中，IFDI與OFDI在不同階段，對資本輸出國和資本吸收國會產生差異性的創新溢出影響。中國改革開放初期更多吸收了IFDI的創新溢出紅利，但在國內產業升級和國外技術封鎖的雙重影響下，“招商引資”的創新驅動效應有所弱化。與此同時，中國對外投資快速發展過程中，跨國企業通過在發達國家投資并購，吸收國外先進技術經驗，實現了OFDI的創新溢出。但現有文獻對IFDI或OFDI的相關研究多為單向層面，割裂了雙向跨境投資創新溢出的內在聯系，忽視了兩者的共生驅動特征，未能深入揭示IFDI與OFDI雙向創新溢出的動態演進關系，缺乏相應的經驗證據。

本文的主要創新貢獻在于：一是基于中國雙向跨境投資的演化趨勢，以內外技術勢差為動因，分析跨境投資創新溢出的衍生邏輯，進一步揭示從IFDI到OFDI的歷史必然性；二是突破單一IFDI或單一OFDI的研究局限，雙向對比IFDI與OFDI創新溢出的動態演進關系，界定兩者的共軌驅動特征，從而為研究跨境投資創新溢出提供了一個全局視角；三是推演雙向跨境投資創新溢出的互動關系，剖析IFDI對OFDI創新溢出的影響機制和OFDI對IFDI創新溢出的影響機制，并借助實證檢驗刻畫兩者之間的動態影響規律，從而為新時代全面開放和創新轉型提供系統優化、動態調節的策略選擇。

三、理論機制

(一)IFDI的創新溢出機制

以大衛·李嘉圖的比較優勢貿易理論解釋來看[27]，改革開放初期中國工業發展基礎薄弱，通過IFDI引入先進產業和成熟技術，外資企業將中國視為全球最佳OEM代工廠，借助低成本勞動力創造高額收益，這個過程的創新溢出效應主要體現在國內企業對外資企業的技術學習，提高了國內生產水平，但這一階段的創新驅動較為有限，掌握技術不等于創新突破。隨著中國市場經濟逐漸繁榮，產業基礎不斷完善，提出了“市場換技術”策略，吸引包括集成制造業、生物醫藥、電子信息等技術型產業在中國投資發展，這些企業成為了中國的技術模范，國內企業通過對外資企業的研發學習和創新模仿，吸收技術勢差△T(圖1)，有效提升了自身技術競爭力，顯現出IFDI的創新驅動效應[28]。

圖1 IFDI創新溢出

H1由于外資引入的技術勢差驅使，IFDI釋放了積極的創新溢出效應，并且在內外技術勢差較大的初始階段，IFDI的創新溢出空間最佳。

(二)OFDI的創新溢出機制

經濟全球化過程中，中國企業逐步“走出去”，借助對外投資參與國際市場分工與合作[29]。當然，由于相對優勢不足，中國企業早期“走出去”更多面向的是亞非拉等第三世界國家，主要訴求是中低端市場擴張和資源獲取，投資體量也較為有限，難以形成創新驅動。在產業轉移過程中，一些企業將設備和技術帶到東南亞國家，降低了國內資源投入，不利于中國創新進步。然而，隨著中國消費市場升級和產業進步，國內企業也在不斷提高自身競爭力，加快追趕國外先進技術企業，積極融入國際產業鏈，華為、吉利等一些中國企業通過OFDI走向西方發達國家，在歐美地區投資建立研發中心和生產基地，虹吸國外高新產業技術勢差△T(見圖2)，提升了國內產業技術水平，釋放了OFDI的創新溢出效應，這是新興發展中國家突破“雁型模式”局限的重要策略。

圖2 OFDI創新溢出

圖3 中國跨境投資趨勢與技術勢差演變

H2“走出去”過程中，虹吸外部先進技術勢差能夠有效釋放OFDI的逆向創新溢出效應，并且由于內外技術勢差的變化，OFDI的創新溢出具有一定的動態演化特征。

(三)從IFDI到OFDI：創新驅動的轉變邏輯

隨著改革開放不斷深化，中國自身經濟發展水平和技術創新能力有了長足進步，逐漸縮小了與國外發達國家的產業技術勢差(ΔH)，經濟結構和創新環境日趨完善，來自國外成熟產業的IFDI失去了原有的技術優勢[30]，而國內人口紅利褪去也進一步加劇了市場競爭，招商引資所帶來的技術模范效應逐漸消失。Porter(1980)[31]的競爭優勢理論興盛下，西方發達國家為了保持并擴大技術優勢，限制本國高新技術產業對外投資，長期對中國實施技術封鎖[32]，導致IFDI難以引入尖端高新技術，造成創新驅動瓶頸。這一過程中，中國企業具備了一定的創新能力，但依然缺乏核心技術，為了打破瓶頸，跨國公司通過向發達國家對外投資(OFDI)，學習國外先進技術和研發經驗，轉化提升自身創新能力[33]，逐漸取代外資企業成為國內的技術模范，帶動上下游企業技術學習和研發跟進，成為國內創新發展的新動能。

H3內外技術勢差變化是IFDI向OFDI過渡的內生動因(見圖3)，外資引入的技術優勢逐漸弱化，而“走出去”能夠虹吸國外先進技術勢差，跨境投資的創新驅動由單向“引進來”向“走出去”分化，從而衍生出雙向跨境投資的共軌創新驅動機制。

(四)雙向跨境投資創新溢出的互動影響機制

中國跨境投資從資本流入主導變為IFDI和OFDI雙向并行，新時代推進全面開放新格局要并重“引進來”與“走出去”，事實上，IFDI和OFDI的創新驅動并非隔離演進[34]，兩者之間會產生相互制約影響，李磊等[35]認為高質量的“引進來”將會促進“走出去”，提高OFDI的溢出水平。這一觀點的邏輯基礎在于，隨著中國經濟穩步增長和產業技術逐漸優化，成熟產業IFDI難以維持競爭優勢，需要提高招商引資的技術門檻，鼓勵引入國外尖端高新技術產業。但從兩者的內在聯系來看，IFDI對OFDI創新溢出的影響并非單向線性，可能產生兩種不同影響：一是外部高新技術產業引進會擴大技術模仿和創新吸收邊界，促進國內企業創新能力提升，進而撬動企業“走出去”的技術起點，加速OFDI過程中的逆向創新虹吸，從而提升OFDI創新驅動效應；二是高新技術產業IFDI引入后，提高了國內技術勢差，成為技術創新模范，引領國內企業技術跟進和創新模仿，從而降低了“走出去”尋求外部技術勢差的積極性，抑制了OFDI的創新驅動效應，陷入IFDI技術跟進依賴。

反過來，OFDI同樣會影響IFDI的創新驅動效應，“一帶一路”建設下，中國企業大膽“走出去”學習國外創新經驗，引入先進技術，通過逆向虹吸提升國內母體技術創新能力[36]，對原有招商引資企業造成技術競爭，取代其在國內的技術領先地位，從而降低了IFDI的創新驅動效應。如果IFDI企業要保持競爭優勢，會提高進入中國市場的技術門檻，反而會激發IFDI的創新驅動效應。

H4雙向跨境投資的共軌創新驅動模式下，IFDI與OFDI并非隔離互質，兩者的創新驅動具有復雜的互動溢出機制。

四、研究設計

(一)計量模型

雙向跨境投資共軌驅動系統中，創新溢出存在較為復雜的動態溢出特征。借鑒Hansen[37]的面板門檻回歸模型，通過構建解釋變量回歸系數的分段函數，驗證跨境投資對創新驅動的非線性影響

innit=α1fdiit·I(fdiit≤γ)+α2fdiit·I(fdiit>γ)+μi+εit

(1)

式(1)中，i表示各個省域，t表示不同年度；innit表示i省區在t年的創新水平；fdiit表示i省區在t年的跨境投資變量，分為IFDI與OFDI；而γ表示fdiit的不同門檻值；I(fdiit)表示檢驗門檻γ是否存在的假設函數，當門檻條件滿足時，符合假設取值為1，反之則取值為0；誤差項εit～idd(0,σ2)，μi表示不隨時間變化的截面個體效應。

Hansen的門檻檢驗方法是通過比較調節變量和與門檻閾值γ的大小，從而將門檻調節變量劃分成兩個不同區域，各區域核心變量的回歸系數取值有所差異，以此反映IFDI對創新水平影響的非線性特征。

(2)

(二)變量說明

1. 被解釋變量

區域創新水平(inn)，區域創新水平的評定方法較多，以授權專利作為量化依據具有一定的普遍性[38]，能夠合理反映技術創新成果的價值含量，同時在數據統計層面具有較好的一致性，由此本文選擇區域專利授權數量作為區域技術創新水平的評價指標，為了合理控制方差影響，對各地區專利授權數做對數處理。

為了更為深入測度地區創新能力，進一步用廣義似然率統計量方法(SFA)，設計超越對數生產函數模型(Trans-Log Production Function)(1)測算區域創新效率前，需要考慮柯布-道格拉斯生產函數(Cobb-Douglas Production Function)模型和超越對數生產函數模型選擇哪一個更適合，以廣義似然率統計量方法進一步檢驗測試發現，超越對數生產函數模型的擬合結果更優，對非平衡數據和異質類數據的處理更為有效。，測定區域創新效率，以反映區域創新水平的縱深差異

(3)

2. 解釋變量

跨境投資強度(fdi)，包括外商直接投資(ifdi)和對外直接投資(ofdi)。選擇各地區外商直接投資額與同期該地區GDP的比值(2)在數據量化處理時，考慮貨幣差異，首先采用當年平均匯率，將美元計價的非金融類IFDI統計量換算成以人民幣為單位，統一計價單位，OFDI指標處理方法下同。，測算得到各地區外商直接投資強度，單位GDP的外商直接投資貢獻越大，說明吸收外資強度越高。測定對外直接投資ofdi強度時，根據《中國對外直接投資統計公報》中各省區數據，計算該地區對外直接投資流量與GDP的比值，反映該地區對外投資強度。

3. 門檻調節變量

研究設計中，在測定單向跨境投資ifdi創新溢出的動態影響模型中，同時以ofdi作為自身門檻調節變量，在測定ofdi創新溢出的動態影響模型時，以ofdi作為自身門檻調節變量。在測定雙向跨境投資創新溢出的動態影響模型時，以ofdi和ofdi互為門檻調節變量。

4. 相關控制變量

為了盡可能降低內生性影響，得到無偏的估計結果，本文選取以下相關控制變量。

城市化發展水平(urb)，經濟基礎和城市化進程對區域創新發展具有重要支撐作用，本文以區域城鎮人口在總人口中所占的比例計算區域城市化水平。

人力資本條件(hum)，在研發創新過程中，人力資本投入是創新產出的核心影響因素，以區域平均受教育年限為依據，測算得到該地區人力資本條件。

市場化經濟程度(mar)，市場化經濟發展是資本流通、創新競爭的重要環境因素，市場化程度越高，經濟結構越豐富，能夠有效激勵良性創新競爭，從而提高區域技術創新積極性，以非國有經濟固定資產投資占全社會固定資產投資比重衡量該地區市場化經濟程度。

技術引進依賴性(tei)，國外技術引進是區域創新發展的另一影響因素，選取各省區國外技術引進合同金額與GDP的比值測算，以考察區域研發創新過程中對技術引進的依賴程度。

創新政策支持力度(gov)，創新發展離不開政府引導和政策支持，但由于各地區財力不一，創新發展水平差異較大，地方政府的創新政策支持效力有所不同，本文以政府研發支出占該地區整體研發支出的比例衡量區域創新政策支持力度。

(三)數據來源

在數據的空間截面選取時，主要根據Wind資訊數據庫、《中國對外直接投資統計公告》中IFDI和OFDI的相關統計，選擇中國省際層面數據，考慮到相關統計的一致性和可獲得性，剔除了港、澳、臺、西藏等省區，最終實際選取的數據來自30個省區。在數據的時間縱向截取時，中國IFDI發展的相關統計起點較早，數據覆蓋時間跨度較長，而OFDI規?；鲩L相對較晚，《中國對外直接投資統計公告》中各省區的面板數據統計始于2003年，由此以2003—2016年階段IFDI和OFDI共生期截取數據時間跨度，以期尋找雙向跨境投資的創新驅動規律。其他相關數據來源還包括：《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》、各省區統計年鑒等。

(四)數據檢驗

為了控制內生性影響，研究設計中引入多項控制變量，需要進一步檢驗模型設計是否合理性，測算得到Mean VIF為2.87，合理控制了解釋變量的多重共線性影響。研究選取的變量面板數據一階平穩，進一步采用Pedroni(1999)[39]的殘差協整檢驗結果顯示，七個關鍵統計量中五個統計量通過了1%的顯著性水平檢驗，由此判斷各變量之間存在長期穩定的均衡關系。

五、實證結果與分析

(一)單向跨境投資的創新溢出

以Hansen的面板門檻固定效應估計模型檢驗單向跨境投資創新溢出的動態效應，首先以“自舉法”重疊模擬似然比對統計量檢驗1 000次，估計出bootstrap P值，從而驗證跨境投資強度門檻是否存在。IFDI的創新溢出檢驗結果見表1中模型D1-1，由模型輸出的F值和P值可知，IFDI創新溢出的第一門檻(0.032 6)、第二門檻(0.047 5)和第三門檻(0.047 9)都通過了1%顯著性水平檢驗，說明IFDI對區域技術創新的影響存在顯著的三重門檻特征。

表1 單向跨境投資創新溢出的門檻檢驗結果

檢驗模型門檻存在性門檻估計值F值P值BS次數IFDI動態創新溢出模型D1-1內生檢驗模型D1-2穩健檢驗模型D1-3OFDI動態創新溢出模型D2-1內生檢驗模型D2-2穩健檢驗模型D2-31st門檻0.032 634.927 7???0.000 01 0002nd門檻0.047 57.84 0???0.007 01 0003rd門檻0.047 921.292 6???0.000 01 0001st門檻0.027 510.584 0???0.010 01 0002nd門檻0.038 76.324 9??0.019 01 0003rd門檻0.069 33.426 5?0.069 01 0001st門檻0.002 710.049 7???0.003 01 0002nd門檻0.042 08.248 5???0.001 01 0003rd門檻0.047 59.672 9???0.000 01 0001st門檻0.000 121.568 3???0.000 01 0002nd門檻0.004 417.847 2???0.000 01 0003rd門檻0.010 45.020 7??0.022 01 0001st門檻0.000 123.240 4???0.000 01 0002nd門檻0.004 29.299 4???0.003 01 0003rd門檻0.006 44.131 2??0.027 01 0001st門檻0.000 124.661 2???0.000 01 0002nd門檻0.004 210.564 3???0.001 01 0003rd門檻0.010 36.888 4???0.010 01 000

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著水平拒絕原假設。

IFDI創新溢出的動態估計結果顯示(表2中模型D1-1)，IFDI強度在四個不同門檻區間時，對區域技術創新的溢出影響有所差異。當IFDI強度低于0.032 6時，對區域技術創新的溢出影響顯著為負；當IFDI強度提升至[0.032 6，0.047 5]區間時，IFDI的創新溢出變得不顯著；當IFDI強度進一步提升后，創新溢出顯著為負，但在[0.047 5，0.047 9]及[0.047 9，+∞]區間的影響系數有所差異。從IFDI的創新溢出動態軌跡來看，“市場換技術”策略已經失效，當前外資引入不但沒有帶動國內創新進步，反而在不同程度抑制了區域創新發展。原因可能在于，當國內企業技術水平不斷提升，外資企業失去了原有的技術勢差優勢，引入中低端成熟產業可能誘發惡性競爭，不利于國內創新進步。

表2 單向跨境投資創新溢出的估計結果

變量IFDI創新溢出模型D1-1內生性檢驗模型D1-2穩健性檢驗模型D1-3OFDI創新溢出模型D2-1內生性檢驗模型D2-2穩健性檢驗模型D2-3ifdi-1-135.270 8??(-2.160 3)-3.517 5(-0.912 3)-11.532 2???(-3.141 5)———ifdi-211.992 6(0.510 9)1.212 9(0.445 4)-0.137 0(-0.823 9)---ifdi-3-35.305 1??? (-4.693 3)-5.501 1??? (-2.883 6)0.304 7(1.052 3)———ifdi-4-5.982 1??? (-3.530 8)-1.998 2(-1.219 4)-0.242 4??(-2.412 4)———ofdi-1———-1 940.000 0??(-2.112 6)-2 960.000 0???(-2.693 9)-139.504 2???(-2.814 5)ofdi-2———112.131 3???(6.026 9)94.422 3???(5.151 5)6.394 5??? (5.197 8)ofdi-3———46.149 8???(4.590 4)49.237 6???(3.529 0)3.629 7??? (5.630 9)ofdi-4———7.780 6??(2.509 4)10.029 2??(2.488 0)0.844 2??? (4.314 6)urb8.287 2???(15.251 7)10.330 1???(18.743 4)0.480 9???(14.005 6)7.507 7???(13.254 9)9.161 7???(9.540 3)0.393 8???(10.902 2)hum0.652 9??? (10.646 5)0.559 0???(9.385 6)0.039 9???(10.246 5)0.6338???(10.342 4)0.571 0???(9.419 8)0.038 2???(9.828 8)mar2.072 3???(6.274 8)1.276 6???(3.697 9)0.238 4???(11.174 3)1.794 9???(5.3546)1.260 3???(3.631 3)0.221 5???(10.421 3)tei-9.104 6???(-2.650 1)-11.952 5???(-3.612 7)-0.723 9???(-3.293 1)-10.836 5???(-3.077 7)-12.670 3???(-3.802 2)-0.755 8???(-3.404 9)gov2.175 6??? (5.479 5)2.077 1???(5.357 3)0.137 5???(5.445 2)1.852 4???(4.709 3)1.907 1??? (5.005 9)0.117 5???(4.729 7)

注：括號內數字是經過異方差修正得到的t統計量檢驗值；*、**、***分別表示所對應變量的估計系數通過10%、5%、1%的顯著水平檢驗；fdi-1-fdi-4為跨境投資強度在四個不同門檻區間內對技術創新影響的估計系數有所差異。

OFDI的創新溢出(表1中模型D2-1)同樣具有顯著三重門檻特征(0.000 1，0.004 4，0.010 4)，OFDI強度在四個不同門檻區對區域創新的溢出影響呈現出先負后正的“U”型趨勢(表2中模型D2-1)。當OFDI強度低于0.000 1時，對區域技術創新的溢出影響顯著為負；當OFDI強度提升至[0.000 1，0.004 4]時，對技術創新的影響轉負為正，釋放了積極的創新驅動效應；當OFDI強度進一步提升至[0.004 4，0.010 4]和[0.010 4，+∞]區間，其創新溢出空間逐步降低，但依然顯著為正。OFDI的動態創新溢出軌跡驗證了理論假設的合理性，“走出去”在初級階段更多出于中低端市場開發，資源外流不利于國內創新進步，隨著改革開放與經濟發展，中國企業逐步走向發達國家，學習先進技術經驗，OFDI開拓了一條逆向創新虹吸通道。在這個過程中，國內外技術勢差逐漸縮小，造成OFDI創新溢出呈現出邊際遞減規律，但由于國外先進技術優勢長期存在，“走出去”在較長一段時間內有利于促進國內創新進步。

對比雙向跨境投資的創新溢出軌跡發現，內外技術勢差雙向演化過程中，IFDI與OFDI的創驅動存在顯著差異，招商引資的技術紅利逐漸褪去，而跨境投資的創新驅動逐漸轉向對外開放“走出去”，成為新時代全面開放新格局的重要特征。

各個控制變量的估計結果顯示，城市化依然是區域創新發展的基礎動力，為技術研發提供環境支撐和物質條件；優化人力資本條件能夠有效提升區域創新發展水平；進一步提高市場化程度，鼓勵民營經濟發展，有利于技術競爭和創新進步；值得警惕的是，區域創新發展過程中，擴大國外技術引進容易滋生依賴惰性，抑制區域自主創新；政府R&D資助是激勵區域創新發展的重要工具，要發揮財稅政策的積極作用，引導企業通過對外投資獲取技術進步與創新升級。

(二)雙向跨境投資的互動創新溢出影響

IFDI對OFDI創新溢出的調節效應(表5中模型D3-1)具有顯著三重門檻特征(0.005 3，0.015 6，0.037 5)。IFDI強度低于0.005 3時，OFDI對區域技術創新的影響不顯著；當IFDI強度提高至[0.005 3，0.015 6]時，OFDI抑制了區域創新發展；當IFDI強度進一步提升至[0.015 6，0.375]時，OFDI的創新溢出轉負為正，釋放了積極的創新驅動效應；IFDI強度高過0.037 5時，OFDI的創新溢出又變得不顯著。上述趨勢驗證了理論假設H4的合理性，反映了雙向跨境投資演進過程中，“引進來”與“走出去”的創新溢出并非隔離互質，兩者之間存在顯著的互動影響，招商引資在較低強度時擠壓了OFDI的創新溢出空間，但在適度水平時有助于促進OFDI虹吸國外先進技術勢差，協調驅動國內創新發展。

反觀OFDI對IFDI創新溢出的影響估計結果(表3、表4中模型D4-1)發現，OFDI的調節效應同樣存在顯著的三重門檻特征(0.000 4，0.000 5，0.002 1)。當OFDI強度低于0.002 1時，IFDI對區域技術創新的影響顯著為負，僅在三個不同門檻區間的影響系數有所差異；當OFDI強度高于0.002 1時，IFDI對區域技術創新的影響變得不顯著。這一趨勢說明，OFDI雖然未能改變IFDI的創新抑制性影響，但中國企業不斷“走出去”虹吸國外先進技術經驗，有效提升自身創新能力，通過市場競爭打破“引進來”的技術壁壘，OFDI在較高強度時能夠弱化IFDI的負向溢出效應。

(三)內生性檢驗與穩健性檢驗

1. 內生性檢驗

在模型設計時，為了盡可能降低不可觀測因素的影響，引入了多項控制變量，并預先做了數據檢驗，降低內生性影響。在模型輸出后，為了獲取更為嚴謹的研究結果，進一步采用Lucchetti和Palomba(2009)[40]的研究方法，對解釋變量滯后一階(模型D1-2、模型D2-2、模型D3-2、模型D4-2)，采用Hansen的固定效應門檻模型檢驗內生性(3)較為常見的線性面板回歸通常借助工具變量或GMM方法檢驗內生性，但在非線性門檻模型估計時，這兩種方法均難以匹配。。結果發現，IFDI的創新溢出效應、OFDI的創新溢出效應以及雙向跨境投資之間的互動創新溢出影響依然存在顯著的三重門檻特征，模型輸出的動態軌跡保持一致，較好地控制了內生性影響。

表3 雙向跨境投資的互動創新溢出影響門檻檢驗結果

檢驗模型門檻存在性門檻估計值F值P值BS次數IFDI對OFDI創新溢出的動態影響模型D3-1內生檢驗模型D3-2穩健檢驗模型D3-3OFDI對IFDI創新溢出的動態影響模型D4-1內生檢驗模型D4-2穩健檢驗模型D4-31st 門檻0.005 33.534 8?0.058 01 0002nd 門檻0.015 64.136 8??0.036 01 0003rd 門檻0.037 54.495??0.034 01 0001st 門檻0.043 92.685 7?0.096 01 0002nd 門檻0.058 86.873 5??0.011 01 0003rd 門檻0.069 33.269 6?0.065 01 0001st 門檻0.002 717.546 6???0.000 01 0002nd 門檻0.004 011.203 1???0.005 01 0003rd 門檻0.022 28.415 1???0.010 01 0001st 門檻0.000 427.658 6???0.000 01 0002nd 門檻0.000 59.498 4???0.005 01 0003rd 門檻0.002 14.134 7??0.042 01 0001st 門檻0.000 514.561 7???0.000 01 0002nd 門檻0.000 63.725 8??0.049 01 0003rd 門檻0.000 94.987 8??0.017 01 0001st 門檻0.000 111.470 7???0.000 01 0002nd 門檻0.000 46.928 5??0.013 01 0003rd 門檻0.002 43.532 6?0.056 01 000

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著水平拒絕原假設。

2. 穩健性檢驗

為了進一步檢驗模型輸出的穩健性，我們將被解釋變量由授權專利數量換為區域創新效率(模型D1-3、模型D2-3、模型D3-3、模型D4-3)，旨在反映區域技術創新的投入產出能力。結果發現，IFDI的創新溢出規律、OFDI的創新溢出規律以及雙向跨境投資之間的互動創新溢出影響并未改變，僅是個別估計系數和顯著性水平出現了些許差異，這在檢驗中是可以接受的，并且各個控制變量的估計系數高度相似，從而驗證了實證研究結果的穩健性。

表4 雙向跨境投資的互動創新溢出影響估計結果

變量IFDI對OFDI創新溢出影響模型D3-1內生性檢驗模型D3-2穩健性檢驗模型D3-3OFDI對IFDI創新溢出影響模型D4-1內生性檢驗模型D4-2穩健性檢驗模型D4-3ifdi-1----5.583 1??? (-3.064 4)-5.163 9??? (-3.003 0)-0.466 8???(-3.224 8)ifdi-2----10.400 0???(-4.071 6)-0.103 5(-0.051 2)-0.013 7(-0.103 9)ifdi-3----2.651 1?(-1.617 9)-3.029 7?(-1.724 0)-0.221 5??(-2.096 7)ifdi-4---2.461 5(1.286 1)0.878 3(0.470 9)0.034 1(0.271 8)ofdi-12.921 5(0.268 4)12.218 0(1.311 0)-0.238 9??(-2.2121 )---ofdi-2-31.313 4?(-1.933 5)-0.555 9(-0.099 5)6.708 8???(4.889 9)---ofdi-313.583 2??(2.4335)-72.921 2??(-2.474 5)1.847 0??? (3.491 8)---ofdi-4-0.397 6(-0.113 4)28.972 8?(1.773 3)0.417 1(1.131 4)---urb8.810 4???(15.651 8)10.338 9???(18.423 0)0.453 0???(13.409 6)8.154 1??? (15.099 9)9.738 7???(17.232 5)0.450 6???(12.836 0)hum0.642 3??? (9.831 3)0.563 0???(9.042 2)0.037 3???(9.463 5)0.611 6???(10.077 6)0.560 9???(9.376 8)0.038 9??? (9.763 3)mar2.106 8???(6.020 3)1.299 7???(3.635 1)0.252 9???(11.849 1)1.888 8??? (5.616 6)1.312 6???(3.800 3)0.244 0??? (11.630 7)tei-9.434 7??(-2.581 7)-8.668 5?? (-2.493 9)-0.756 7???(-3.357 7)-9.291 2??(-2.725 2)-12.295 4???(-3.715 7)-0.803 4??? (-3.627 0)gov2.154 0??? (5.260 8)2.083 5??? (5.321 7)0.137 7???(5.478 6)2.010 9??? (5.144 2)2.003 5??? (5.199 6)0.133 6??? (5.255 0)

注：括號內數字是經過異方差修正得到的t統計量檢驗值；*、**、***分別表示所對應變量的估計系數通過10%、5%、1%的顯著水平檢驗；fdi-1-fdi-4為跨境投資強度在四個不同門檻區間內對技術創新影響的估計系數有所差異。

(四) “一帶一路”建設對雙向跨境投資創新溢出的驅動效應

新時代“一帶一路”建設對跨境投資和創新發展具有雙重驅動作用，一方面深化對外開放有利于吸引“一帶一路”沿線國家參與中國創新發展，另一方面加快了中國企業“走出去”步伐，通過對外投資加強創新合作，雙向撬動跨境投資的創新溢出紅利。由此劃分“一帶一路”和非“一帶一路”兩大地區(4)根據國家發改委、外交部、商務部聯合發布的《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》正式確定“一帶一路”沿線省份有18個，分別是新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內蒙古、黑龍江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏、上海、福建、廣東、浙江、海南和重慶。，檢驗“一帶一路”建設對雙向跨境投資創新溢出的驅動效應。

表5 “一帶一路”建設下的雙向跨境投資創新溢出影響門檻檢驗結果

地區檢驗模型門檻存在性門檻估計值F值P值BS次數“一帶一路”地區非“一帶一路”地區IFDI創新溢出影響模型Y-1OFDI創新溢出影響模型Y-2IFDI對OFDI創新溢出影響 模型Y-3OFDI對IFDI創新溢出影響 模型Y-4IFDI創新溢出影響模型N-1OFDI創新溢出影響模型N-2IFDI對OFDI創新溢出影響 模型N-3OFDI對IFDI創新溢出影響 模型N-41st 門檻0.002 714.258 0???0.000 01 0002nd 門檻0.003 67.736 0???0.010 01 0003rd 門檻0.061 13.748 9??0.044 01 0001st 門檻0.000 26.642 5??0.011 01 0002nd 門檻0.004 36.387 3??0.012 01 0003rd 門檻0.010 53.726 9??0.033 01 0001st 門檻0.016 05.492 3??0.027 01 0002nd 門檻0.018 86.155 5??0.014 01 0003rd 門檻0.037 64.364 6?0.051 01 0001st 門檻0.000 58.977 3???0.005 01 0002nd 門檻0.000 62.956 2?0.087 01 0003rd 門檻0.003 39.565 7???0.006 01 0001st 門檻0.005 519.918 1???0.000 01 0002nd 門檻0.011 910.248 3???0.002 01 0003rd 門檻0.047 53.764 5?0.059 01 0001st 門檻0.000 524.767 1???0.000 01 0002nd 門檻0.003 87.606 4???0.003 01 0003rd 門檻0.006 83.849 3??0.048 01 0001st 門檻0.005 52.334 3?0.090 01 0002nd 門檻0.035 35.682 1??0.020 01 0003rd 門檻0.037 510.564 2???0.000 01 0001st 門檻0.000 131.091 5???0.000 01 0002nd 門檻0.002 04.273 8???0.009 01 000—————

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著水平拒絕原假設。

1. “一帶一路”地區

“一帶一路”地區單向跨境投資創新溢出的估計結果顯示，IFDI創新溢出(見表5、表6中模型Y-1)存在顯著的三重門檻特征(0.002 7，0.003 6，0.061 1)，當IFDI強度低于0.002 7時，招商引資抑制了區域技術創新；當IFDI強度提高至[0.002 7，0.003 6]時，釋放了積極的創新溢出效應；當IFDI強度進一步提升至[0.003 6，0.061 1]和[0.061 1，+∞]區間后，對區域的創新發展造成了不利影響，但影響系數有所差異。“一帶一路”地區OFDI的創新溢出(見表5、表6中模型Y-2)同樣具有三重門檻特征(0.000 2，0.004 3，0.010 5)，呈現出先負后正的“U”型規律，當OFDI強度低于0.000 2時，顯著抑制了區域技術創新；當OFDI強度超過0.000 2時，釋放了積極的創新溢出效應；但隨著強度逐步提升，OFDI的創新溢出效應出現了邊際遞減。橫向對比來看，“一帶一路”地區OFDI的創新溢出規律和全國層面較為類似，“走出去”在初級資源獲取和中低端市場開拓過程中可能難以驅動創新發展，但在“一帶一路”建設驅動下，通過OFDI加快外部技術學習，能夠有效撬動對外投資的創新溢出紅利。同時，“一帶一路”政策扭轉了IFDI的創新抑制影響，在適度IFDI區間釋放了積極的創新溢出效應，這一點與全國層面明顯不同，呈現出雙向跨境投資共軌溢出的良性機制。

表6 “一帶一路”建設下的雙向跨境投資創新溢出的估計結果

變量“一帶一路”地區非“一帶一路”地區IFDI創新溢出影響模型Y-1OFDI創新溢出影響模型Y-2IFDI對OFDI創新溢出影響模型Y-3OFDI對IFDI創新溢出影響模型Y-4IFDI創新溢出影響模型N-1OFDI創新溢出影響模型N-2IFDI對OFDI創新溢出影響模型N-3OFDI對IFDI創新溢出影響模型N-4ifdi-1-154.548 6??(-2.059 3)——-5.184 1??(-2.345 1)24.506 0(0.670 3)——-12.487 7???(-2.662 0)ifdi-289.017 0??(2.318 9)——1.792 0(0.739 7)-36.569 2???(-2.611 4)——-4.184 2(-1.519 0)ifdi-3-7.721 3??? (2.785 9)——-5.199 1??(-2.468 9)2.322 3(0.528 0)——6.336 3(1.545 4)ifdi-4-4.401 4??(-2.312 1)——0.505 8??(2.201 2)-7.513 4??(2.502 3)———ofdi-1--1 280.000 0??(-2.013 5)4.537 8(0.474 8)——-239.273 0(-1.114 0)-74.067 7(-0.988 5)—ofdi-2—66.498 4??? (2.937 9)96.220 4???(2.913 6)——155.462 7???(4.571 0)9.925 2(1.206 4)-ofdi-3—34.304 4??? (3.038 1)28.696 1???(3.491 8)——75.469 0???(3.345 1)199.812 4???(3.983 0)—ofdi-4—7.176 4?(1.882 9)0.273 8 (0.066 7)——7.976 7(1.565 3)-2.231 7(-0.401 1)—urb8.266 3???(12.145 5)7.724 3???(10.536 9)8.505 7???(12.283 3)8.888 7???(12.406 5)7.891 4???(9.022 5)6.890 5???(8.168 9)8.097 3???(9.507 6)7.577 3???(8.619 9)mar0.715 5???(9.587 0)0.684 0???(8.703 1)0.657 6???(8.336 5)0.642 8???(8.455 1)0.657 2???(6.603 1)0.605 5???(6.235 2)0.689 5???(6.770 2)0.629 7???(6.499 1)hum0.508 6?(1.804 9)0.462 2(1.060 9)0.543 2 (1.250 5)0.493 1 (1.157 4)2.499 1??? (4.623 0)3.123 2???(5.759 2)3.380 2???(5.941 4)2.748 4???(4.852 1)tei-8.154 7??(-2.241 1)-8.528 6??(-2.234 9)-10.349 5???(-2.704 9)-7.209 6?(-1.949 2)-13.331 4?(-1.840 4)-11.095 6(-1.446 0)-3.307 6(-0.391 7)-0.864 5(-0.119 0) gov2.802 4???(6.640 1)2.454 5???(5.637 6)3.031 7???(6.921 1)2.683 7???(6.330 5)1.276 7?(1.715 2)1.831 2??(2.200 8)2.641 6???(2.945 9)2.234 5??? (2.691 4)

注：括號內為修正異方差后的t統計量值；***、**、*分別表示各變量的系數通過1%、5%、10%的顯著水平；fdi-1-fdi-4為跨境投資強度在四個不同門檻區間內對技術創新影響的估計系數有所差異。

“一帶一路”地區IFDI對OFDI創新溢出的調節影響估計結果(表5、表6中模型Y-3)顯示，IFDI強度低于0.016 0時，OFDI的創新溢出并不顯著；當IFDI強度提升至[0.016 0，0.018 8]和[0.018 8，0.037 6]區間時，OFDI釋放了積極的創新溢出效應；但在IFDI強度超過0.037 6后，OFDI的創新溢出變得不顯著。上述規律反映出“一帶一路”建設驅動下，“引進來”在初級階段有助于弱化“走出去”的創新抑制影響，但后期由于技術競爭和創新替代，同樣會弱化OFDI的創新驅動效應。反過來，OFDI對IFDI創新溢出的影響(表5、表6中模型Y-4)同樣存在三重門檻特征(0.000 5，0.000 6，0.003 3)，OFDI在[0，0.000 5]、[0.000 5，0.000 6]和[0.000 6，0.003 3]三個門檻區間時，IFDI未能有效促進區域技術創新；當OFDI強度高于0.003 3時，能撬動IFDI的正向創新溢出效應。這一現象說明，“一帶一路”建設下，加快對外開放“走出去”不僅有助于擴大外部創新虹吸，提升中國企業技術水平，還能優化國內競爭環境，提高外資引入的技術門檻，從而釋放IFDI的創新驅動效應。

2. 非“一帶一路”地區

非“一帶一路”地區的IFDI創新溢出估計結果(表5、表6中模型N-1)顯示，“引進來”對區域技術創新的影響具有三重門檻特征(0.005 5，0.011 9，0.047 5)，IFDI強度處于[0，0.005 5]和[0.011 9，0.047 5]時，對區域技術創新的影響不顯著；當IFDI強度處于[0.005 5，0.011 9]和[0.047 5，+∞]時，顯著抑制了區域技術創新。這一結果與全國層面類似，雖然在不同強度區間的估計結果有所差異，但整體來看，“引進來”未能有效釋放非“一帶一路”地區的創新溢出效應。非“一帶一路”地區OFDI的創新溢出效應(表5、表6中模型N-2)同樣呈現出三重門檻規律(0.000 5，0.003 8，0.006 8)，在“走出去”的初級階段[0，0.000 5]不利于區域技術創新，在逐漸擴大對外投資通道過程中，OFDI在不同強度區間[0.000 5，0.003 8]、[0.003 8，0.006 8]、[0.006 8，+∞]釋放了積極的創新溢出效應，但呈現出邊際遞減規律。雙向對比來看，非“一帶一路”地區招商引資的技術紅利逐漸褪去，跨境投資的創新驅動已經轉向“走出去”，通過對外投資加快創新虹吸是提升區域創新水平的最佳策略。

非“一帶一路”地區雙向跨境投資互動創新溢出的檢驗結果顯示，IFDI對OFDI創新溢出的調節影響(表5、表6中模型N-3)存在顯著三重門檻特征(0.005 5，0.035 3，0.037 5)，當IFDI強度低于0.035 3時，OFDI對區域技術創新的影響不顯著，但在[0，0.005 5]和[0.005 5，0.035 3]兩個區間的估計系數不同；當IFDI強度處于[0.0353，0.037 5]時，有效撬動了OFDI的創新溢出效應；當IFDI強度進一步提升超過0.035 7時，OFDI的創新溢出又變為不顯著。這一規律說明雙向跨境投資共軌驅動過程中，非“一帶一路”地區“引進來”與“走出去”之間存在一定的競爭替代關系，招商引資在初級階段和較高水平時，弱化或抑制了對外投資的創新虹吸積極性，而適度的外資引入與對外投資的創新驅動相融合，釋放了積極的溢出效應。非“一帶一路”地區OFDI對IFDI的創新溢出影響(表5、表6中模型N-4)存在雙重門檻特征(0.000 1，0.002 0)，當OFDI強度低于0.000 1時，IFDI顯著抑制了區域技術創新；當OFDI強度高于0.000 1時，IFDI的創新溢出并不顯著，但在[0.000 1，0.002 0]和[0.002 0，+∞]區間的估計系數有所差異。結合IFDI與OFDI的創新溢出軌跡發現，非“一帶一路”地區雙向跨境投資共軌驅動過程中，雖然“走出去”在一定程度能夠釋放積極的創新溢出，但未能扭轉IFDI的負向抑制影響，呈現出雙軌失衡的驅動特征。

六、研究結論與政策建議

(一)研究結論

本文基于中國雙向跨境投資創新驅動的演化機制，以內外技術勢差為動因，分析從“引進來”到“走出去”的轉變邏輯，進一步揭示IFDI與OFDI的互動創新溢出關系，并采用面板數據和門檻模型加以檢驗，研究發現如下。

(1)雙向跨境投資演化過程中，IFDI的創新溢出紅利已經逐漸褪去，“市場換技術”難以為繼。借助對外開放“走出去”虹吸國外先進技術勢差，OFDI逐漸釋放出積極的創新驅動效應。雙向對比來看，跨境投資的創新驅動方向由“引進來”轉向“走出去”，成為新時代經濟高質量發展的新動能。

(2)共軌驅動下，IFDI與OFDI的創新溢出并非隔離互質，兩者之間存在復雜的互動影響。IFDI在較低強度時擠壓了OFDI的創新溢出空間，但適度水平的IFDI有利于引入外部競爭，激勵對外開放“走出去”，釋放OFDI的溢出效應。而OFDI雖然未能扭轉IFDI的創新抑制性影響，但“走出去”有助于提升自身創新競爭力，打破外資引入的技術壁壘，弱化IFDI的負向溢出效應。

(3)新時代“一帶一路”建設對雙向跨境投資及其創新溢出具有重要影響，政策紅利下，“一帶一路”地區IFDI在適度區間釋放了積極的創新溢出效應，而OFDI在較高水平時同樣有利于驅動技術創新，并且兩者的互動創新溢出存在雙向調節影響，IFDI弱化了OFDI初步階段的負向創新溢出，而對外投資“走出去”能夠提高自身研發水平，通過技術競爭撬動招商引資的創新驅動效應。相比較而言，非“一帶一路”地區的IFDI未能有效驅動技術創新，而OFDI在適度區間能夠釋放積極的創新溢出效應，但難以撬動“引進來”的創新溢出。

(二)政策建議

(1)改革開放初期國內產業基礎薄弱，通過筑巢引鳳引入國外先進企業，有效帶動了產業培育和技術進步，從而釋放了積極的IFDI創新溢出效應。但隨著中國產業升級和供給側改革，外資引入的技術優勢逐漸縮小，IFDI不但難以釋放創新溢出，反而可能抑制了區域技術創新。因此，地方政府在招商引資過程中要摒棄過去“外來皆宜”的策略，不斷提高“引進來”的技術門檻，鼓勵高新技術外資企業落地，擴大外資引入的技術溢出空間，從而延續“引進來”的創新驅動力。

(2)經濟全球化趨勢下，中國企業積極“走出去”，參與國際市場分工與合作，早期對外投資以中低端市場開拓和初級資源開發為主，未能有效發揮創新驅動效應。改革開放驅動下，中國企業逐漸提高競爭力，借助對外投資走向發達國家，開拓了一條外部技術勢差虹吸通道，逆向提升國內創新水平。由此來看，跨境投資的創新驅動方向由單向“引進來”，逐漸分化轉向“走出去”，那么過去給予招商引資的各項激勵政策要向對外投資傾斜，鼓勵中國企業借助對外投資和海外并購，嵌入全球產業鏈升級，培養樹立一批國際化創新領袖，帶動創新型國家建設。

(3)雙向跨境投資創新驅動過程中，IFDI與OFDI存在復雜的互動影響，新時代推動全面開放新格局要“引進來”與“走出去”并重，不能因為創新驅動轉向“走出去”，就顧此失彼，對“引進來”一刀切，要充分重視雙向跨境投資創新溢出的互動調節規律。一方面通過“引進來”的驅動效應提高國內技術水平，進而撬動“走出去”的創新溢出起點；另一方面借助“走出去”的逆向虹吸作用，優化國內技術競爭環境，以消除“引進來”的技術壁壘。

(4)當前單邊貿易保護主義盛行，“一帶一路”建設有助于深化對外開放與創新合作，雙向釋放跨境投資的創新溢出紅利。并且“一帶一路”地區“引進來”與“走出去”具有較好的互動溢出空間，有利于平衡驅動創新發展。在堅持和深化“一帶一路”建設過程中，要鼓勵對發達國家的技術投資和創新虹吸，提升國內高新產業研發能力；在與發展中國家的南南合作中，除了中低端市場開拓和初級資源開發，可適當鼓勵國內優勢產業輸出，以產業合作與經濟協同強化“一帶一路”紐帶關系，擴大中國在國際發展中的積極影響力。同時，非“一帶一路”地區不能因為政策缺失就摒棄跨境投資的創新驅動，應和“一帶一路”地區加強合作，借助資源互補和政策互利，雙向兼顧“引進來”與“走出去”，協調驅動創新發展。