我國企業研發“走出去”的創新效果：基于東道國知識產權保護的分析

何建洪，陳 仕，李 林

（重慶郵電大學經濟管理學院 重慶 400065）

1 研究背景

近半個世紀以來，國際化研發逐漸成為跨國企業重要的戰略措施和競爭手段［1］，越來越多的企業將技術創新活動投向國際市場，以在開放創新情境中尋求構建競爭優勢的獨特資源［2］，尤其是20 世紀80 年代以來，發達國家企業通過海外研發投資構建了規模龐大的國際研發網絡，并獲取了巨大的創新收益。2019 年美國彼得森國際經濟研究所［3］發布研究報告指出，美國境內的跨國公司在獲得的授權專利中，發明者來自兩個以上國家的比例從1980 年的2%躍升至2014 年的10%。在此背景下，近年來我國企業的研發活動也進行了“走出去”的嘗試，如長安汽車公司在意大利、英國等地設立研發機構，建立了“五國九地”全球協同研發體系，為企業帶來了顯著的創新收益，促進了企業研發活動的前沿性和國際化專利積累。但從總體上看，我國企業研發“走出去”仍面臨著復雜的技術性壁壘，制約了其通過逆向溢出獲取創新收益的努力，如由于東道國采取了保護關鍵技術的政策限制，我國企業在2016 年共有價值163 億美元的20 筆涉及技術合作的國際并購被取消，研發“走出去”的創新效果面臨著越來越多的不確定性。

這一現象引起了研究者們廣泛關注，并對后發經濟體的企業國際化研發如何規避東道國壁壘以獲取逆向技術溢出等問題進行了再審視與驗證［4］。其中，多數分析都是在Coe 等［5］提出的國際R&D 溢出模型基礎上進行的。雖然這些研究理論基礎相同，但結果卻差異很大［6-7］，究其原因，在于各種調節因素的存在，例如母國在國際貿易網絡中是否具有樞紐地位、東道國研發投入強度可能制約著企業通過逆向溢出獲取技術的努力、母國內部人力資本和金融發展水平等因素可能構成逆向技術溢出效應門檻等［8-12］。其中，尤其是東道國知識產權保護問題上的政策或非政策性因素在很大程度上影響著國際化研發投資逆向技術溢出效應的形成與傳遞［13-14］，從而引發了對知識產權作用的討論。但無論是在知識產權作用于逆向技術溢出效應的方向，還是這種作用的線性與非線性形態上，現在研究均未獲得一致的結論，甚至還提出了相互對立的觀點［15-18］。這表明對于后發經濟體的企業而言，國際化研發的逆向技術溢出效應可能受到較復雜的情境約束或多因素交互影響，并不總能達到基礎模型所預期的效果。

基于此，本研究擬以不同東道國的企業在知識產權保護中策略目標、政策方式的差異為切入點，討論在面臨不同合作目標的情境下，我國企業的國際化研發是否或在多大程度上受到了東道國知識產權策略的制約，以此進一步討論我國企業國際化研發投資逆向技術溢出效應的存在性問題，并為我國企業在國際化研發策略制定中的東道國區位選擇、政策壁壘規避等提供政策建議。

2 理論分析與架構

為進一步闡述東道國因素中的知識產權策略對我國企業研發“走出去”的創新效果影響的內在機制，本研究將從國際化研發投資的逆向技術溢出路徑,以及東道國知識產權保護在該路徑上的影響機制進行理論分析與探討。

2.1 國際化研發投資的逆向技術溢出路徑

在當前知識經濟時代，知識技術的創新能力已成為企業甚至國家在國際層面獲得競爭優勢的關鍵［19］，但是后發國家的企業，其知識技術的創新必然會受到自身先進技術缺少、知識資源制約等因素的影響［20］，只是依靠企業自身的技術要素和研發能力難以在當前復雜的創新環境和創新過程中獲得優勢地位；同時在國際環境中，由于國家間技術差距的存在，擁有先進技術知識的國家為了保持自身優勢地位，會對后發國家采取技術封鎖與各種投資限制［21］。因此，為了打破技術封鎖和低端困境，后發國家的企業需要采取其他的對外投資策略去獲取國外的先進知識技術，比如在國外建立研發機構、與國外技術聯盟合作、開展技術尋求型并購等對外研發投資活動等。研究發現，在這些研發“走出去”的投資活動中存在著國際化研發投資的逆向技術溢出路徑，即從外到內的逆向技術溢出虹吸過程［22］。逆向技術溢出的虹吸過程主要存在3 個方面：

一是在國外建立研發中心和生產基地。后發國家的企業在擁有先進技術知識的國家或地區進行投資，建立技術研發中心和生產基地，通過聘用當地高級研發人員或擁有先進技術知識的工作者，利用國外的知識資源來研發創新，借此來虹吸先進創新經驗，并將研發成果引入國內的母公司吸收轉化，從而逆向提升國內企業的技術創新水平，獲得創新效果［23］。例如我國聯想集團的全球三大研發中心在全球范圍內擁有2.6 萬件有效專利以及1 萬名左右的高級研發人員，其中美國的高級研發人員3 000多名、日本的高級研發人員2 000 多名。作為我國企業研發“走出去”的先行者，聯想集團的國際化研發投資獲得的創新效果十分顯著。

二是跨國技術聯盟合作。當前，各國企業很少擁有本領域內的所有先進技術，全球垂直化分工也將技術開發與生產進一步細化，這促進形成了企業跨國創新聯盟。后發國家的企業可通過加入跨國創新聯盟，嵌入到國際創新價值鏈中，以合作創新帶來創新績效，并從中獲取知識資源、反饋自身企業［24］。

三是企業的技術尋求型并購。跨國并購是企業進行國際化的十分有效的路徑，其中技術尋求型并購更是企業獲取國外先進技術知識最為直接的方式，企業能夠直接從并購企業中獲得技術發展需要的知識資源，提升原有技術水平，也能夠在很大程度上節約購買國外技術的交易成本，減少自主技術研發時間和降低研發難度［25］。

基于以上3 種主要的虹吸過程，后發國家的企業通過國際化研發投資在東道國與母國之間建立逆向技術溢出的路徑。

2.2 東道國知識產權保護影響機制

企業通過主動“走出去”進行國際化研發投資，在國外建立研發機構、與國外技術聯盟合作、實施技術尋求型并購等對外研發投資活動，將自身直接嵌入到東道國的創新體系中，從而提高母國企業的技術創新水平。這種對外研發投資獲取技術提升的方式是將被動變為主動，且更為主動積極地去利用全球的知識資源。但是這種方式必然要直面投資目標國對于其知識資源的保護，即需要面對東道國在知識資源上的壁壘——知識產權的保護［26］。東道國的知識產權保護對于逆向技術溢出虹吸路徑的影響包含兩個階段，一方面是國外技術創新效果獲取階段，另一方面是創新成果回流階段（見圖1）。在國外技術創新效果獲取階段，東道國知識產權保護壁壘的存在，一方面限制了高技術研發人員的流動，擁有先進技術的人員無法通過國外研發中心以及國際創新聯盟合作實現技術轉移；另一方面是限制技術尋求型并購的股份份額以及技術產品的出售，保護其核心技術以防止外流。這些限制會導致創新效果的下降。但從另一角度考慮，知識產權保護程度較高的國家或地區，其所擁有的先進技術的水平也很高［17］，因此在這些地區進行研發投資雖然存在高的技術保護壁壘，但所獲得的創新效果會較在其他地區進行研發投資更高［18］。由此可見，在這一級階段，東道國知識產權保護程度對技術創新效果的獲取具有雙重維度的影響，且作用方向相反。而在創新成果回流階段，對于進行國際化研發的跨國公司來說，加強東道國知識產權保護能夠有效保護跨國企業在國外進行技術研發的成果，同時高水平的知識產權保護也能夠鼓勵技術市場的公平交易，有利于進行國際化研發的跨國公司在國外的研發創新成果回流轉化，從而提升母國企業的技術創新水平，也能夠增強進行國際化研發的跨國公司在國外持續研發創新的積極性［27］。在創新成果回流階段，東道國的知識產權保護加強能夠正向促進企業國際化研發投資的逆向技術溢出虹吸過程。

圖1 東道國知識產權保護對逆向溢出虹吸過程的影響推演

2.3 研究架構

結合上述關于企業國際化研發投資的逆向技術溢出路徑與東道國知識產權保護影響機制的理論分析，構建基本研究架構，我國企業“走出去”獲取創新效果的作用機理如圖2 所示。在這個過程中，東道國知識產權保護的影響作用還有待進一步證明，因此本文將主要從兩個方面進行：（1）對于企業國際化研發投資逆向技術溢出效應存在性，從東道國知識產權保護的視角，利用國際數據的計量模型實證分析；（2）對于東道國知識產權保護對企業國際化研發投資逆向技術溢出效應的影響，從門檻效應的角度，建立門檻回歸模型進行顯著性檢驗分析，并得出具體門檻值。

圖2 我國企業研發“走出去”實現母國技術進步的作用機理

3 模型設定與數據處理

3.1 模型設定

3.1.1 企業國際化研發投資逆向技術溢出效應檢驗的基礎模型

Coe 等［5］在1995 年首次提出了國際R&D 溢出的基本計量實證模型，簡稱C-H 模型。此后該模型逐漸成為后續研究國際R&D 溢出的基礎，并在后續研究中一次次完善，現已成為研究不同渠道的技術溢出的經典框架。基于C-H 模型，Pottelsberghe 等［28］在2001 年第一次將對外直接投資作為新的溢出渠道引入到C-H 模型，以驗證對外直接投資逆向技術溢出效應的存在，簡稱為L-P 模型。本研究在這兩個模型的基礎上對不同經濟體進行國際化研發投資作為溢出渠道引入C-H 模型，建立如下計量模型：

式（1）中：i代表經濟體；t代表年份；TFP 代表國內全要素生產率；代表國內R&D 資本存量；代表國內企業通過國際化研發投資獲得的國外研發資本存量；代表國內企業吸收能力；代表無法觀測的非時變經濟體效應；代表無法觀測的時間效應；分別代表國內R&D 資本存量、國際化研發資本存量及國內企業吸收能力對全要素生產率的影響系數。

3.1.2 東道國知識產權保護下逆向技術溢出效應模型

本文在式（1）基礎上將東道國知識產權保護度程度作為解釋變量進行計量回歸，以檢驗在東道國知識產權保護影響下我國企業國際化研發投資的逆向技術溢出效應存在性問題。計量模型如下：

3.1.3 東道國知識產權保護對逆向技術溢出的門檻效應模型

為了繼續深入研究企業國際化研發投資的逆向技術溢出效應，在Hansen［29-30］的門檻模型基礎上，本研究將門檻變量（東道國知識產權保護程度）加入基本回歸模型中，通過實證檢驗自變量的系數是否會在門檻變量達到某個閾值(門檻值)時發生變化來驗證模型是否存在門檻效應，以檢驗東道國知識產權保護對逆向技術溢出效應的非線性關系。單門檻模型如下：

雙門檻模型如下：

三門檻模型如下：

3.2 指標衡量和數據來源

3.2.1 衡量指標

式（8）中，g為我國1998～2018 年R&D 支出的平均增長率。

則不同東道國的國際化研發資本存量計算公式如下：

對于經濟發展水平（FIN），這一指標通常用以表達一國或地區經濟發展的規模、速度等，也反映了國家（地區）的經濟發展狀態和潛力。一個國家（地區）的技術創新、人才流動、知識技術流動情況都與該國（地區）的經濟發展水平相關，在經濟發展水平比較高的情況下，該國（地區）的人才流動與知識技術流動都顯示出活力，從而提高了知識技術的創新、吸收與轉化，經濟發展水平也因此成為研究者們肯定的吸收能力指標之一。本文采用國內歷年人均GDP 衡量我國的經濟發展水平，相關數據來自歷年的國家統計年鑒。

（4）全要素生產率（TFP）。在古典經濟學理論中，早年分析經濟增長時將全要素生產率提升認定為技術進步，認為全要素生產率可以用來核算非有形生產要素的技術進步的增長。隨著當今全球知識流動發展，全要素生產率理論也得到相應的發展，但同樣認為一個國家或地區的全要素生產率增長是由于該國（地區）內的技術進步，但導致技術進步的渠道如今有了很多不同，比如在國內可以通過增加研發投入和人力資本投入來提升技術水平，還可以通過對外研發投資、外商對內投資、進口貿易等方式來獲取國際知識技術溢出，從而提高母國技術水平。在目前已有的研究中，對于投入、產出的計算，一般采用柯布-道格拉斯生產函數其中：Y代表產出；A代表技術水平，即TFP；K代表資本投入量；L代表勞動力投入量；而和則分別是對應的資本和勞動的產出彈性。于是得到TFP 計算公式如下：

同樣，在計算基年資本存量時，本研究為了減少誤差，追溯到我國1998 年的資本存量進行計算。計算公式如下：

（5）知識產權保護指數（IPR）。在已有研究和國際認知中，一般使用每過5 年計算一次的G-P(Ginarte Park）指數作為一國（地區）識產權保護程度的衡量標準。但是從兩個方面考慮到G-P 指數并不適用本研究：一方面是因為G-P 指數每5 年測算一次，數據歷年完整度不高；另一方面是因為G-P 指數在測算過程中主要關注一國（地區）的知識產權保護立法水平，而并不重視其公布的知識產權法律的實際執行程度。因此，本研究選擇使用世界經濟論壇（World Economic Forum，WEF）每年公布的《全球競爭力報告》中各國（地區）的IPR 指數來衡量各國（地區）歷年的知識產權保護程度。《全球競爭力報告》中IPR 指數的獲取，是WEF 通過對每一個目標國（地區）的企業高管發放調查問卷，根據相關數據經測算得來，從側面很客觀地表現了該國家（地區）知識產權保護制度對企業經營、經濟發展等各方面的影響力，很好地衡量了一個國家（地區）的知識產權實際保護力度。

3.2.2 數據來源

本研究的主要分析數據來源于世界銀行數據庫、《中國統計年鑒》、WEF 的《全球競爭力報告》、《中國對外直接投資統計公報》和聯合國教科文組織統計研究所等公布的信息。我國的國際化研發投資統計始于2003 年，而本研究的樣本期確定為2008～2019 年，是因為在數據采集過程中2008 年以前WEF 發布的《全球競爭力報告》中的數據無法獲取，從而導致數據缺失，故選擇樣本期從2008 年開始。而樣本的選擇則是依據我國對外投資、進出口等對外經貿活動的主要國家和地區，選擇了經濟合作與發展組織（OECD）的36 個市場經濟國家1），以及俄羅斯、中國香港、新加坡、哈薩克斯坦、馬來西亞、印度尼西亞、老撾、泰國、越南、柬埔寨、巴基斯坦、印度共48 個國家和地區作為研究目標經濟體。其中，我國對OECD 的36 個成員國的對外投資共占據了我國國際直接投資（FDI）、對外直接投資（OFDI）的絕大部分比例；其余非OECD 成員國和地區也是我國歷年對外直接投資占比前20 位的國家和地區。在數據初步收集與整理中發現，冰島、柬埔寨、老撾這3 個國家的數據在聯合國教科文組織數據庫（UIS）以及世界銀行數據庫中缺失較多，因而剔除，最后選取研究目標樣本經濟體共45 個。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計分析

通過Stata 14.0 軟件對變量（取對數后）進行描述性統計分析與相關性分析，結果分別如表1、表2所示，表明樣本經濟體國際化研發投入的離散程度較好，各解釋變量的相關系數都較小，均小于0.8，所以本文研究模型不存在嚴重的多重共線性問題，且自變量與因變量之間具有較高的依存關系。

表1 樣本變量數據的描述性統計分析

表2 樣本變量的相關系數矩陣

4.2 基準回歸與交互效應回歸

本文依次采用Pooled OLS（普通最小二乘法）、固定效應（FE）和隨機效應（RE）這3 種方法對式（1）（10）（11）分別進行回歸分析，結果分別如表3 中模型1 至模型3 所示。其中，模型1 是對基準模型的回歸驗證，沒有加入東道國（地區）因素；模型2 和模型3 分別為加入東道國（地區）知識產權保護程度、知識產權保護程度與國際研發資本存量交互項的回歸結果。結果表明組內擬合優度為0.9以上，說明模型整體擬合程度很好，得出以下結論：

（1）lnSD的系數為負值且都通過了顯著性檢驗，表明國內R&D 資本存量對母國技術進步產生的影響不顯著或者為負向影響。究其原因，可能有以下兩個方面：一方面是由于我國目前勞動力的技術能力水平較低，導致大中型企業這些年雖然加大了R&D支出、引進先進的技術，但無法有效地吸收和利用技術；另一方面是由于技術進步的滯后性存在，導致創新技術向創新成果轉化出現滯后，需要花費時間、人力來消化與吸收新技術才能轉化為生產力。歸根到底，是母國的技術吸收能力不充足所導致的，這也可以在人力資本的回歸結果可以看出，其回歸系數為正、系數值較大，且都通過了顯著性檢驗，吸收能力指標在很大程度上正向影響著母國的技術進步。

（2）lnSF 的系數為正值，說明國際化研發投資對我國技術進步有正向作用，即國際化研發投資的確存在逆向技術溢出效應。FE 回歸結果顯示，lnSF的系數為正，說明國際化研發投資可以增加母國技術水平，同時這一影響在1%的驗證水平上是顯著的。在國際化研發投資具有顯著的逆向技術溢出效應的情況下，上述分析lnSD 系數為負的原因也可能是因為企業對外進行R&D 投資所產生的溢出研發資本對企業對內進行R&D 投資造成了擠出效應，企業的資本是有限的，對外進行研發投資肯定會減少對內的研發投資，從而導致國內企業研發資金不足、技術創新步伐滯后，從整體上不利于母國技術進步。

（3）核心解釋變量lnIPR 的系數均為負，即東道國（地區）知識產權保護對母國技術進步的影響方向是一致為負的。其中，在FE 回歸結果中，在1%檢驗水平上顯著，同時在lnIPR 與lnSF 交互項的回歸結果上與前者是保持一致的，很好地體現了本研究模型的穩健性，也說明東道國（地區）知識產權保護對我國國際化研發投資的逆向技術溢出效應有著負向影響。這一結果與我國的實際情況也是相符合的，我國經歷多年的發展，經濟總量已上升到世界第二，但是在這其中依靠自主知識產權帶來的經濟收益卻十分匱乏，尤其是在高科技產業中，企業的技術獲取還是主要依靠模仿學習，企業自身的核心技術以及所擁有的知識產權較少。發達國家（地區）掌握著全世界很大部分高技術領域的知識產權，其知識產權保護程度的加強會阻礙我國對外投資的技術獲取以及我國企業的模仿學習，屆時想要獲取這些國家（地區）的知識技術資源，只有通過花費大額的專利使用費用或者花費更多的投資合作成本等，否則遭遇東道國（地區）知識產權侵權訴訟的可能性將大大提升，也會使得我國在對外投資過程中無法接觸到較為核心的技術。這些都導致我國從東道國（地區）獲取逆向技術溢出效應的減小，從而削弱了我國通過國際化研發投資獲取東道國（地區）技術的能力。雖然我國企業的國際R&D 投入歷年都在增加，但是由于東道國（地區）知識產權政策的局限，不可能真正接近其核心技術，致使我國企業的研發效率和技術創新績效低，高科技產業的技術競爭力不足，最終導致無法有效提高本國的技術創新水平。另外，從東道國（地區）的角度來考慮，國家（地區）在制定知識產權保護制度的時候要考慮其經濟發展過程中各種交織在一起的利益，然后才能權衡出一個適當的結果。對于知識產權的保護，也會對東道國（地區）自身內部的技術流動與創新活動產生影響，從而影響其自身經濟的發展，所以東道國（地區）在制定知識產權保護制度的時候就會有所取舍或側重。這就導致可能存在比較明顯的門檻效應問題，故本研究使用一般的回歸方法，通過進行回歸估計找出可能存在偏差。

表3 樣本經濟體知識產權保護對我國企業國際化研發投資逆向技術溢出影響的回歸結果

表3 （續）

綜上整體而言，企業的國際化研發投資是存在逆向技術溢出效應的，同時東道國（地區）知識產權保護能夠影響這種溢出效應，而國內研發則沒有起到促進技術進步的作用，人力資本、金融發展水平對于母國技術進步有著顯著正向的促進作用。

4.3 子樣本經濟體的固定效應檢驗

20 世紀90 年代以來，在全球產業轉移的影響下，世界各國間形成以垂直型分工和產品內分工為基礎的全球價值鏈（GVC）。在這一價值鏈中，美國處于首端創新和末端市場環節獲取高附加值創新收益，我國結合勞動力密集的比較優勢主要從事加工裝配生產工序等處于低附加值收益端，中美兩國也因此形成互補型貿易模式，貿易模式的非競爭性使中美貿易摩擦遠沒有貿易逆差顯示得那么激烈，創新環節壟斷的高收益也使美國明確提出科技創新是當前美國最重要的國家財富，美國需要維護其在技術創新上的領先優勢和領導力［33］。我國在參與全球分工協作的過程中遭遇跨國公司的打壓或技術封鎖，進而陷入低端鎖定的困境［34］。為此，2015 年我國提出有關先進制造的發展戰略作為我國建設制造強國的行動綱領，其首要目的是提高我國的自主創新能力。在有關先進制造發展戰略推動下，我國的低端制造業正向周邊的越南、柬埔寨等勞動力成本更低的國家轉移，并逐步通過產業結構升級和擴大高技術出口打造自身在高端制造業上的技術競爭優勢和創新引領能力，提升在全球價值鏈中的參與度、實際地位和獲益水平。對此，美國針對我國有關先進制造的發展戰略，對我國相關高技術產業進行目標性制裁，意欲使我國失去全球最大、最有購買力的美國高技術市場，遏制我國在全球價值鏈中的地位攀升，令我國的創新技術和科技成果難以更快轉化為現實生產力，延緩我國高技術的創新速度，讓美國在下一輪世界高技術市場競爭中繼續保持相對優勢［35］。美國對于我國的技術封鎖以及貿易制裁，使得我們不得不考慮在我國對外國際化研發投資過程中，美國的存在是不是會影響我國企業的國際化研發投資逆向技術溢出效應，從而在后續對外投資政策建議上有所不同，因此本研究采用子樣本回歸分析的方法，將美國剔除出樣本經濟體進行FE 檢驗。從表4 的回歸估計結果可以得出以下結論：

（1）從回歸系數正負上來看，子樣本的結果與大樣本保持一致，可見剔除美國后我國企業的國際化研發投資依舊存在逆向技術溢出效應，且同樣受到東道國（地區）知識產權保護的影響，也從一定程度上表現出本研究模型回歸結果的穩健性。

（2）從系數值上來看，模型2 中lnSF 的系數值較大樣本出現了增加但增幅不大，表明在剔除美國后我國企業的國際化研發投資所帶來的母國技術提升增加，但由于美國畢竟是世界高技術的主要擁有國，也是我國最主要的投資目標國，其在我國對外投資中所占比重很高，所以就算剔除美國，影響并不明顯；模型3 中lnSF 與lnIPR 交互項的系數值減少但減小幅度不大，同樣也說明了在剔除美國后的子樣本中，東道國（地區）的知識產權保護對于我國企業國際化研發投資逆向技術溢出的負向影響有所下降。

表4 子樣本經濟體知識產權保護對我國企業國際化研發投資逆向技術溢出影響的固定效應檢驗

表4 （續）

4.4 門檻回歸

本研究利用Stata14.0 軟件，通過編程以及門檻命令對變量數據進行門檻模型估計分析。

（1）門檻值與95%置信區間。表5 展示了在單一門檻、雙重門檻、三重門檻下的門檻估計值以及95%置信區間。

表5 樣本經濟體知識產權保護對我國企業國際化研發投資逆向技術溢出影響的門檻值

表5 （續）

（2）門檻效果bootstrap 檢驗。在得到門檻值之后，還需要驗證門檻的數量，因此需要對不同的門檻假設進行bootstrap 檢驗，得到各個門檻假設的效果，如表6 所示。門檻效果一般是通過檢驗結果的F值和P值進行判定，從表6 可以看出，樣本東道國（地區）知識產權這一門檻變量在1%的檢驗水平上，單一門檻假設是顯著的，其他的門檻假設在1%、5%和10%的3 種檢驗水平上都沒有通過顯著性檢驗，因此選擇單一門檻假設。可見東道國（地區）知識產權保護門檻變量對我國企業的國際化研發投資逆向技術溢出具有單一門檻的影響作用，具體門檻值為1.722 8（IPR=5.600 2）。

表6 樣本經濟體知識產權保護對我國企業國際化研發投資逆向技術溢出影響的門檻效果檢驗

（3）門檻變量的回歸分析。在完成門檻效果bootstrap 檢驗確定為單一門檻模型后，以lnTFP 為因變量、lnIPR 為門檻變量進行回歸分析，如表7 所示，我國企業的國際化研發投資促進我國技術水平的提升受到投資東道國（地區）知識產權保護門檻的制約，存在東道國（地區）知識產權保護的單一門檻效應：當東道國（地區）的知識產權保護水平低于門檻值5.600 時，lnSF 的系數為0.011，且在1%的檢驗水平通過顯著性檢驗，表明我國企業的國際化研發投資在lnIPR 小于1.723（IPR ＜5.600）時存在較為顯著的逆向技術溢出效應；當東道國（地區）的知識產權保護水平不斷增加并大于門檻值5.600時，lnSF 的系數為0.007，且在1%的檢驗水平通過顯著性檢驗，但相比于前者要減小很多，表明我國企業的國際化研發投資雖然仍存在逆向技術溢出效應，但這種效應變小了，表明隨著東道國（地區）的知識產權保護水平增加并超過門檻值之后，我國企業的國際化研發投資促進我國技術水平提升的效果就減小。

上述結果與實際也是相符合的。一個國家（地區）的知識產權保護水平從側面體現其知識產權擁有程度，本研究在分析樣本經濟體知識產權保護指數（IPR）數據的時候也同樣發現，越是技術發達、全球價值鏈高端、高技術產業發達的國家（地區），其知識產權保護水平也越高。因此，在東道國（地區）知識產權保護水平小于門檻值的情況下，在東道國（地區）進行投資，其知識產權保護水平越高，通過對其投資獲取技術外溢的可能性也會增加，在這種情況下，隨著選擇投資的目標國（地區）的知識產權保護水平提高，我國企業的國際化研發投資促進我國技術水平提升的效果就隨之增加；當東道國（地區）知識產權保護水平大于門檻值的情況下，東道國（地區）的技術封鎖意愿已經達到了很高的水平，在這種情況下再對其進行投資，所帶來的回報效果就會慢慢減弱。

表7 樣本經濟體知識產權保護對我國企業國際化研發投資逆向技術溢出影響的門檻變量回歸分析

5 結論與建議

本研究在國際研發溢出理論的基礎上，運用2008～2018 年間全球45 個經濟體的數據，從東道國（地區）知識產權保護的角度實證驗證了我國企業的國際化研發投資逆向技術溢出效應的存在，并進一步檢驗了東道國（地區）知識產權保護程度對我國企業的國際化研發投資逆向技術溢出效應的影響作用，最后通過門檻模型對這種影響作用進行了檢驗并測算門檻水平。研究結果顯示，我國企業的國際化研發投資有助于提高母國的技術水平，即這種投資存在逆向技術溢出效應，而且東道國（地區）知識產權保護水平對于這種溢出效應產生了非線性的影響作用并具有明顯的單門檻效應。在實證過程中，同時采用了子樣本回歸，對將美國剔除后的樣本經濟體進行分析，結果同樣表明我國企業的國際化研發投資對我國的技術進步有促進作用，美國對于回歸結果的改變是存在的但并不顯著，說明了在美國對我國采取技術封鎖、貿易制裁等行動的時候，我國企業選擇繼續進行國際化研發投資獲取技術進步的效果并不會受到美國行為太大的影響。

基于上述研究結論，本研究提出如下建議：

第一，應對我國企業的國際化研發投資給予重視，積極引導其對我國知識技術水平提升發揮作用，對進行國際化研發投資的企業給予適當的政策支持，努力為企業的研發“走出去”創造良好的政策環境，加強對外研發投資的力度。習近平總書記說過，現今全球正經受百年未有的大變局，我國要走向世界經濟舞臺中央，我國企業需要更廣泛地了解其世界環境，抓住機遇。面對當今變局，習總書記提出的中國方案是構建人類命運共同體，實現共贏共享。這也說明了在世界大環境下，我們更要積極加強對外研發投資，通過對外投資盡可能多地將國外先進知識技術逆向溢出到國內，實現我國創新水平的提升，在此同時積極與世界各國形成互利共贏的合作局面。例如在推進“一帶一路”建設中，我國企業“走出去”在獲得國內技術提升的同時，也是在努力推進人類命運共同體的構建。

第二，面對東道國（地區）的知識產權保護，我們要更加積極地進行投資合作，根據投資目標國（地區）的知識產權保護程度不同，采取差異化策略來進行投資選擇，努力增加我國企業的國際化研發投資的質量和效益。這就要求我們一方面要選擇投資環境好、知識產權保護水平較低的國家（地區）加大投資力度，例如波蘭、捷克等一些地處中東歐的國家，這些國家擁有比較好的投資環境，高技術人員也充足，但是目前我國對于這些國家的研發投資比例不高，需要進一步加強；另一方面，針對知識產權保護水平較高但擁有較多先進技術的國家（地區），例如西方發達國家，我們也不能減少當前的投資份額，甚至還可以繼續提高。雖然根據本研究的實證結果，東道國（地區）加強知識產權保護不利于提高國內技術創新水平，但是從不同的角度出發，東道國（地區）的知識產權保護加強帶給我國壓力，同時也使我國更有機會去接觸東道國（地區）的核心技術，投資回報效率下降換來的是投資質量的提升。

第三，在將眼光放向國際的同時也要回歸國內，逆向技術溢出的效果在很大程度上受到母國自身的吸收能力制約，為此需要努力完善國內的創新體系，提高技術吸收和消化水平。完善創新體系可以加快知識流動，形成有利于人才流動和技術創新的氛圍，對提高技術消化和吸收效率起到積極作用。這就需要繼續增加國內R&D 經費投入和加強國內創新人才教育培養，以求最大化地消化吸收企業的國際化研發投資逆向溢出技術。

注釋：

1）數據統計整理時間為2019 年，未含2020 年加入的哥倫比亞以及哥斯達黎加。