對外直接投資能否提升區域創新效率

安 孟

(煙臺大學經濟管理學院，山東 煙臺 264005)

1 文獻綜述

既有文獻已經就對外直接投資對創新的影響進行了廣泛研究，多數研究認為對外直接投資主要通過逆向技術溢出效應推動了母國的技術進步和創新。Kogut等[1]首先就對外直接投資的逆向技術溢出效應進行探究，他們認為日本對美國的投資主要分布于技術密集型產業，投資的目的是獲取和分享美國的技術，因此他們認為獲取逆向技術溢出是對外直接投資的重要動機；Driffield等[2]、Lee[3]證實了對外直接投資會通過反向技術溢出效應推動母國的技術進步和創新。隨后，學者對對外直接投資逆向技術溢出效應的影響因素進行了一系列探究，主要集中于母國的經濟開放程度、人力資本、市場化程度等方面。周春應[4]認為母國的高素質人才規模、產業結構、經濟開放程度以及基礎設施等因素都會影響對外直接投資逆向技術溢出的吸收；闞大學[5]進一步研究了中國不同地區對外直接投資逆向技術溢出吸收能力較低的原因，西部地區吸收能力較低的原因是經濟開放程度和金融發展水平較低，而東部地區是由于人力資本水平較低；Li等[6]認為對外直接投資對母國創新的促進作用受母國的吸收能力和本地市場競爭強度的影響；Xia等[7]同樣認為只有當市場化程度達到一定的水平時，對外直接投資才會產生顯著的技術溢出效應，進而推動母國的技術創新。

也有學者持不同觀點，認為對外直接投資對母國技術進步和創新的作用較小，鄒玉娟等[8]、陳強等[9]認為對外直接投資推動了中國的技術創新，但這種推動作用不強，主要是由于中國的對外直接投資規模較小、起步較晚、技術獲取型投資比重較低等導致逆向技術溢出的作用較弱；G?rg等[10]認為由于發展中國家對技術的吸收能力較低，致使對外直接投資沒有明顯地促進母國的創新；李梅[11]認為中國的技術尋求型對外直接投資占比較低，而且對外投資還有可能擠出國內的研發資金，致使對外直接投資并沒有明顯推動中國的技術進步和創新。然而，還有學者認為對外直接投資阻礙了母國的研發創新，邵玉君[12]認為由于發達國家對欠發達國家進行技術封鎖，對歐美等發達國家投資的逆向技術傳導受阻，導致對外直接投資抑制了中國的技術進步和創新；姚惠澤等[13]認為由于中國的要素市場存在扭曲，導致對外直接投資抑制了中國創新效率的提高。

現有文獻就對外直接投資對技術進步和創新的影響進行深入探索，這為本文的進一步研究奠定了基礎，但既有文獻大多停留在對外直接投資是否影響創新這一問題的檢驗，鮮有文獻就對外直接投資影響創新效率的傳導機制進行理論模型和實證分析。鑒于此，本文首先基于羅默的內生技術進步模型，從理論層面分析對外直接投資對創新效率的影響，然后借助中國大陸31省 (市、區)2003—2019年的數據，使用超越對數生產函數的隨機前沿方法計算省際層面的創新效率，并在此基礎上考察對外直接投資對創新效率的影響和作用機制。本文的主要貢獻在于：①研究視角上，立足于開放經濟視角，以對外直接投資為切入點，從理論模型和實證分析兩個方面詳細考察對外直接投資對中國區域創新效率的影響，既為對外直接投資政策的制定提供理論依據，也為宏觀層面創新效率的影響因素提供新的解讀。②研究內容上，將對外直接投資對中國創新效率的影響機制識別為人力資本效應和對外開放效應，同時實證檢驗了傳導機制的有效性，這不僅揭示了對外直接投資影響中國創新效率背后的原因，還明確了其中的作用機制，為相關政策的制定提供了依據。③研究維度上，為了提供更多經驗證據，進一步研究2008年金融危機的爆發和經濟發展水平的差異對本文核心結論的影響，分組檢驗的結果不僅證實了本文核心結論的穩健性，還深化了對外直接投資與中國區域創新效率關系的認識。

2 對外直接投資影響中國區域創新效率的理論模型分析

為了分析對外直接投資對中國區域創新效率的影響，借鑒羅默[14]的內生技術進步模型，假設經濟中有3個部門：①最終品生產部門，產量為y；②中間品生產部門，產量為x；③研發部門。本國的人力資本總量可表示為H=HN+HY，其中HN表示的是投入到研發部門的人力資本，HY表示的是投入到最終品部門的人力資本。資本K被中間品部門用來生產中間品。

2.1 生產函數

最終品總量Y的生產函數為：

(1)

研發部門的生產函數表示為：

(2)

其中，δ表示研發效率，μ表示對外直接投資的逆向技術溢出系數，與對外直接投資正相關。G表示本國研發部門的技術吸收能力，同時G是本國人力資本H、對外開放度O以及其他因素R的函數。本文假設本國只對國外的先進技術(N*-N)進行學習和吸收，當N*>N，即國外的技術水平高于本國時，才會發生逆向技術外溢。同時本文不考慮通過貿易和引進外資對國內技術進步的影響。

2.2 消費函數

假設本國經濟中有一個代表性家庭，在時期(0,∞)上的效用函數為常彈性效用函數：

(3)

式中，σ>0是跨期替代彈性的倒數，ρ>0表示的是消費者的時間偏好。

2.3 均衡分析

假設生產最終品的市場是完全競爭的，但是生產中間品的市場是壟斷的。各部門均衡的具體分析如下。

(1)最終品部門。為了簡化計算，假設最終品的價格為1，投入到最終品部門的人力資本所得的報酬為WHY，國內與國外所生產的中間品價格記為PX和PX*。那么生產最終品的部門利潤為：

(4)

根據最終品部門利潤最大化的條件，將式 (1)代入式 (4)，得到：

(5)

(6)

(7)

(2)中間品部門。根據前文的假設，本國生產最終產品的價格為1，在國內生產中間品所需的投入為最終品Y。假設生產中間品的企業獲得新技術后，壟斷性地銷售該種新技術生產的中間品，因此本國生產中間品企業的利潤表示為πxi=Pxixi-xi。根據利潤最大化的一階條件，得到在本國生產中間品的價格為：

Px=Pxi=1/β

(8)

在自由貿易和最終產品完全競爭的假定下，外國的最終品價格與本國的最終品價格應該相同。同理，得到國外生產中間品的壟斷定價為：

(9)

將式 (8)(9)代入式 (6)(7)得到：

(10)

將式 (10)代入式 (1)，得到最終產品均衡的產出為：

(11)

(3)研發部門。假設研發部門所生產的專利以價格PN賣給中間品部門，投入到研發部門的人力資本所得報酬為WHN，則研發部門獲得利潤為：

πRD=PN×N-WHN×HN

(12)

將式 (2)代入，根據利潤最大化條件得到：

WHN=δPN[N+G(H,O,R)μ(N*-N)]

(13)

長期看，如果允許中間品廠商自由進入中間品市場，中間品部門所得利潤的貼現值應該與專利的價格相等，由此得到：

(14)

(15)

(4)代表性家庭的均衡。據式 (3)和Romer[14]的方法計算均衡時代表性家庭的消費增長率：

(16)

在國內人力資本自由流動的前提下，人力資本在不同部門獲得的報酬相等，即WHY=WHN，同時根據式 (5)(11)(13)和式 (15)得到：

(17)

將式 (10)代入，得到：

(18)

根據式 (2)，得到本國的技術進步率為：

(19)

其中，μ表示對外直接投資的逆向技術溢出率，與對外直接投資正相關。隨著本國對外直接投資數量的增加，本國的中間品生產商不僅能夠直接獲取東道國的技術，提高逆向技術溢出率，還可以利用東道國的技術創新資源進行自主研發，進而促進本國的技術進步和創新。根據以上分析，本文認為隨著對外直接投資的不斷增加，會促進中國創新效率的提升，由此提出假設H1：對外直接投資能夠促進中國區域創新效率的提升。

在不考慮其他因素的情況下，母國的技術進步率gN受本國人力資本H和對外開放度O的影響。隨著本國人力資本和對外開放度的提高，能夠吸收發達國家的逆向技術溢出，從而提升母國的創新效率。因此，中國的對外直接投資可通過本國人力資本和對外開放度兩個方面促進創新效率提升。由此提出假設H2：對外直接投資通過人力資本效應和對外開放效應提升中國的創新效率。

3 模型、變量和數據

3.1 模型的設定

本文主要考察的是對外直接投資對中國創新效率的影響，因此構建基本模型如下：

TEit=α1+β1OFDIit+δ1Xit+λi+μt+εit

(20)

其中，i代表省份，t代表時間。TE表示創新效率，OFDI表示對外直接投資。X表示控制變量，包括第三產業比重 (Ind)、財政支持 (Gov)、市場化水平 (Mark)、基礎設施 (Inf)、環境規制 (ER)、外商直接投資 (FDI)。λi表示省份固定效應，μt表示年份固定效應，εit表示隨機干擾項。

3.2 變量說明

(1)創新效率 (TE)。考慮到生產過程中外部因素可能會造成效率損失，因此借助超越對數生產函數計算生產的最佳前沿面，然后計算創新的實際產出與前沿面之間的距離，以此衡量創新效率。超越對數生產函數放寬了中性的技術進步假設，形式相對靈活。具體函數形式為：

(21)

其中，i代表省份，t代表時間，RDY代表創新產出，選取新產品銷售收入表示[16]；RDK表示創新資本投入；RDL表示創新勞動投入，用R&D人員全時當量表示。對創新資本投入，使用永續盤存法計算[17]。vit表示隨機誤差項，uit表示效率損失項。創新效率可以表示為：

(22)

(2)對外直接投資 (OFDI)。考慮到對外直接投資是一個累積的過程，能夠持續發揮作用，因此選取對外直接投資存量在GDP中的占比表示對外直接投資。

(3)控制變量 (X)。第三產業比重 (Ind)用第三產業產值在GDP中的占比表示；財政支持 (Gov)用地方政府一般預算支出在GDP中的占比表示；市場化水平 (Mark)用樊綱等[18]構造的中國市場化指數衡量；基礎設施 (Inf)用各地區的郵電業務量在GDP中的占比表示；環境規制 (ER)選用工業污染治理投資額在工業增加值中的占比表示；外商直接投資 (FDI)用各地區的實際利用外商直接投資額在GDP中的占比表示。

3.3 數據來源

本文選取西藏除外中國大陸31個省 (市、自治區)2003—2019年的面板數據進行實證分析。新產品銷售收入、R&D人員全時當量、R&D經費內部支出的數據來源于 《中國科技統計年鑒》；對外直接投資數據來源于 《對外直接投資公報》；第三產業產值、GDP、地方政府一般預算支出、郵電業務量、工業增加值、實際利用外商直接投資額數據來源于各地區的歷年統計年鑒與 《中國統計年鑒》；工業污染治理投資額數據來源于 《中國環境年鑒》。含有價格因素的變量均平減到2003年不變價格表示的實際變量，少量的缺失數據用年平均增長率進行推算。主要變量的描述性統計見表1。

表1 主要變量的描述性統計

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸

首先考察的是對外直接投資是否影響了中國區域創新效率的問題，對外直接投資影響中國區域創新效率的基準回歸結果見表2。表2中，列 (1)僅以對外直接投資對創新效率進行簡單回歸，對外直接投資的系數為1.133在1%的水平上顯著;列 (2)在列 (1)基礎上加入控制變量，對外直接投資的系數為0.371在1%的水平上顯著；列 (3)采用隨機效應模型進行回歸，列 (4)表示的是控制時間和省份固定效應的估計結果，與列 (3)相比，Hausman檢驗也支持固定效應模型。列 (4)對外直接投資對創新效率影響的估計系數為0.134在1%的統計性水平上顯著，表明對外直接投資每增加1%，創新效率提升0.134%，對外直接投資有利于提升中國的區域創新效率。列 (5)報告了省級層面的聚類穩健標準誤，對外直接投資對創新效率影響的估計系數顯著為正，這驗證了假設H1。

表2 對外直接投資對中國區域創新效率影響的基準回歸結果

4.2 機制檢驗

(1)中介效應模型和變量。根據基準回歸的結果，對外直接投資有利于提升中國的區域創新效率，那么對外直接投資影響創新效率的傳導機制是什么？結合前文的理論模型分析，借鑒蔡冬青等[19]的研究，構建中介效應模型如下：

(23)

(24)

其中，i和t分別表示省份和年份，M表示中介變量，包括人力資本和對外開放度。對外開放度使用進出口總額占GDP的比重表示，人力資本使用各地區大學本科及以上學歷人員占就業人數的比重表示[20]。控制變量與基準模型式 (20)保持一致。

(2)人力資本效應。對外直接投資影響中國區域創新效率的機制檢驗結果見表3。表3中，列 (1)對外直接投資對人力資本影響的估計系數為0.146在1%的統計性水平上顯著，表明對外直接投資顯著地提高了人力資本水平；列 (2)對外直接投資對創新效率影響的估計系數為0.363在5%的水平上顯著，人力資本對創新效率影響的估計系數為0.661在1%的統計性水平上顯著，列 (1)(2)表明對外直接投資提高了人力資本水平，并通過人力資本效應促進了創新效率的提升。

一國進行對外直接投資時，會與國際市場上的其他企業開展競爭合作，這不僅會增加熟悉國內外文化和管理人才的需求，還會增加專業人才的需求，包括國際法律、國際會計和金融等方面的專業人才。跨國公司的人才獲取一般有兩種方式：①直接在東道國當地雇傭高素質人才；②由國內的母公司提供高水平人才。在多數情況下，母國公司基于長期發展的戰略，會在企業內部創建人才培養基地，加強員工的技能培訓，培養高技能、高素質的人才，增加人才儲備，以適應國際化的需要。母國在培養自己人才的同時，還會提高相關企業和行業的人力資本。人力資本作為知識、能力以及技術的綜合體現，是技術進步與創新的核心投入要素，不論是自主研發還是學習、吸收國外的技術都需要高水平的人力資本。所以，伴隨著人力資本水平的提高，促進了中國區域創新效率的提升。

(3)對外開放度效應。表3中，列 (3)對外直接投資對對外開放度的影響系數為2.577在1%的水平上顯著，表明對外直接投資提高了對外開放度；列 (4)對外直接投資對創新效率的影響系數顯著為正，對外開放度對創新效率的影響系數為0.054在10%的水平上顯著，列 (3)(4)表明對外直接投資提高了對外開放度，進而提高了創新效率。本文從順、逆兩個梯度，按照不同的投資動機，分別分析對外直接投資對中國對外開放度的影響。

順梯度對外直接投資層面。①資源尋求型對外直接投資一方面增加了中國的資源進口，滿足了國內經濟發展對資源的需求；另一方面，由于東道國的技術水平有限，設備供應不足，開發資源需由中國提供相應的機械設備、零部件和技術支持等，這促進了中國產品和服務的出口。②中國會通過效率尋求型對外直接投資將勞動密集型產業轉移至東南亞、非洲等欠發達地區，一方面這可能會使得勞動密集型產品返銷回國內，增加我國的進口；另一方面在國外投資建廠，需要我國提供原材料、配件和設備等中間品，這帶動了我國的出口。

逆梯度對外直接投資層面。①市場尋求型對外直接投資可以劃分為兩種，一種是為了規避貿易壁壘或突破貿易障礙而進行的投資，在這種情況下，海外子公司或分支機構會在東道國生產和銷售產品，但在東道國投資建廠的同時會帶動中國原材料、中間品以及設備的出口；另一種是為了開拓新市場或提高市場份額而進行的投資，這會帶動相關產品的出口，同時還會帶動服務品的出口，有利于擴大母國的貿易出口。②通過技術尋求型對外直接投資獲取發達國家的技術，有利于提高我國產品的技術含量，增強產品的競爭力，進而擴大技術密集型產品的出口。因此對外直接投資具有貿易創造效應，有利于提高中國的對外開放度。

對外開放度對創新效率的影響體現在：①隨著對外開放度提高，中國以更低的成本接觸世界前沿技術，通過學習、模仿、再創新的干中學效應促進技術進步和研發創新；②隨著貿易開放程度的提高，不僅要參與國內市場競爭，為了提高市場份額，還要同國際市場上其他企業展開競爭。因此，中國企業不得不進行技術創新，提高創新效率，保證產品的持續更新，增強自身競爭力。

綜合上述分析，對外直接投資通過人力資本效應和對外開放效應提升了中國的創新效率，這驗證了假設H2。

(4)總效應分析。表3中，列 (5)對外直接投資對創新效率影響的回歸系數為0.014在5%的水平上顯著，人力資本對創新效率的回歸系數為0.352在1%的統計性水平上顯著，對外開放度對創新效率的回歸系數為0.026且顯著。這表明對外直接投資對創新效率的影響為不完全中介效應，即對外直接投資不僅直接提升創新效率，還通過人力資本與對外開放度的間接作用提高創新效率。

表3 對外直接投資提升中國區域創新效率的機制檢驗

4.3 穩健性檢驗

(1)內生性問題。對外直接投資對中國區域創新效率的估計結果可能受到內生性問題的干擾。①盡管雙向固定效應模型較大程度上緩解了地區和時間異質性特征導致的內生性問題，但隨著技術創新效率的提高帶動了生產率提高，進而提高了利潤水平，企業才會有足夠的資金開展對外直接投資活動。因此，隨著創新效率的提高，又會推動對外直接投資規模的擴大，兩者可能存在雙向因果關系。②影響創新效率的其他重要變量沒有引入模型導致的外生變量內生化。本文將從兩個方面克服雙向因果和變量遺漏導致的內生性問題。

系統廣義矩估計。引入創新效率的滯后1期，使用系統廣義矩估計方法 (系統GMM)進行動態回歸，系統GMM方法無需嚴格假設變量的分布特征和隨機擾動項的分布信息，可以有效緩解內生性問題[21]，估計結果見表4列 (1)。根據Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗的結果，AR (1)的p值為0.02，AR (2)的p值為0.34，Sargan值為1.00，這證實了模型選擇的工具變量和滯后期數是合理的。滯后1期的創新效率系數為0.555且高度顯著，表明創新效率具有較強的內在趨勢性，上一期的技術創新會影響本期。對外直接投資的系數為0.240且顯著，這支持 “對外直接投資提升了中國區域創新效率”這一核心結論。

增加可能遺漏的重要變量。①創新活動需要投入大量資金，同時技術創新產生的收益不一定能夠彌補前期的投資；②研發項目從立項到成果轉化需要一定的時間，這期間需要不間斷地投入資金。因此，外部融資是企業進行創新活動的重要資金來源，在眾多途徑的外部融資中，金融機構信貸的持續供給會對創新效率產生重要的影響。因此，本文將考察融資能力對創新效率的影響，用金融機構本外幣年末貸款余額在GDP中的占比衡量融資能力 (Finance)，數據來源于各地區歷年統計年鑒。表4列 (2)表示加入融資能力后對外直接投資對中國創新效率影響的估計結果，對外直接投資的系數為0.131在5%的水平上顯著，這同樣支持對外直接投資提升了中國區域創新效率這一結論。與基準回歸相比，對外直接投資的系數降低了0.003，表明一部分本應該由融資能力解釋的效應被對外直接投資解釋了，變量遺漏導致對外直接投資對創新效率的影響系數出現上偏。

(3)剔除異常值。考慮到對外直接投資對中國區域創新效率的影響可能受創新效率異常高低值的影響，因此本文將可能的異常樣本點剔除。借鑒邵敏等[23]的做法，將創新效率低于2.5%分位數或大于97.5%分位數的樣本剔除，對剩下的子樣本重新進行估計，結果見表4列 (4)。對外直接投資對創新效率的影響系數為0.136在5%的水平上顯著，這證實了本文核心結論的穩健性。

表4 對外直接投資影響中國區域創新效率的穩健性檢驗

4.4 進一步分析

(1)基于不同時間段的考察。2008年爆發的金融危機對中國經濟造成嚴重影響，經濟衰退、出口大幅下滑等問題接連出現，政府為了轉變經濟發展方式、促進經濟轉型，在產業升級和技術創新等方面的政策頻繁出臺，為國內的技術創新注入了更多的活力。考慮到2008年發生的金融危機可能會影響對外直接投資對中國區域創新效率作用的發揮，以2008年為節點，將樣本區間劃分為2003—2008年和2009—2019年兩個時段，分別考察2008年前后兩個不同的時段內對外直接投資對中國區域創新效率的影響，估計結果見表5列 (1)(2)。2003—2008年對外直接投資對創新效率

的影響系數為0.179在5%的水平上顯著；2009—2019年對外直接投資對創新效率的影響系數為4.464在1%的水平上顯著，這表明2008年前后兩個時間段內對外直接投資都促進了中國區域創新效率的提升。進一步對比兩個時間段的對外直接投資系數發現，2008年以后對外直接投資對創新效率的提升作用更強。這是由于：①金融危機之后，為了復蘇經濟，政府在經濟發展方面的支持力度不斷加強，這不僅會帶動企業增加創新投入，還促使企業借助良好的政策條件和充足的資金進行研發創新；②受金融危機的影響，出口導向型經濟發展受挫，更多的企業為了增強自身的國際競爭力、提高競爭優勢，不得不加大技術研發和創新投入，這有利于提高企業的技術水平和創新效率；③2008年之后，中國傳統的粗放型經濟發展方式逐漸轉變，不再單純追求對外直接投資的數量，而是更加注重投資質量，同時技術尋求型對外直接投資的比重不斷提高，這都有助于發揮對外直接投資對技術進步和創新的促進作用。因此，2008年以后，隨著政府的政策支持不斷加強、國際競爭的加劇以及投資質量的提高，對外直接投資對中國區域創新效率的提升作用更強。

(2)基于不同經濟發展水平地區的考察。開放經濟條件下，地區間經濟發展水平不同不僅會影響對外直接投資的規模和質量，還會影響資源的吸引能力和創新要素的投入規模，那么對外直接投資對中國區域創新效率的影響在不同經濟發展水平地區是否表現不同？鑒于此，參照周瑾等[24]的研究，用人均GDP衡量經濟發展水平，并以中位數為基準將樣本劃分為高低兩組，分別估計不同的經濟發展水平地區對外直接投資對創新效率的影響，結果見表5列 (3)(4)。無論是經濟發展水平較高的地區還是經濟發展水平較低的地區，對外直接投資對創新效率的影響系數都顯著為正，這說明經濟發展水平不會影響對外直接投資對創新效率正向作用的發揮。進一步對比兩類地區對外直接投資的系數發現，經濟發展水平較高的地區對外直接投資對創新效率的提升作用更強，而經濟發展水平較低的地區對外資直接投資對創新效率的提升作用相對較弱。這是由于：①高經濟發展水平地區資金充裕，經濟相對發達，吸引了

表5 對外直接投資影響中國區域創新效率的進一步分析

大量的高水平人才，為創新活動提供了相應的資金和人才支持，可以有效地吸收對外直接投資的逆向技術溢出，助推對外直接投資對創新效率提升作用的發揮；②經濟發展水平較高的地區，區位優勢明顯，基礎設施完善，對外開放程度較高，對外直接投資的規模龐大、投資質量相對較高，因此對創新效率的提升作用更強；③低經濟發展水平地區資金相對缺乏，對已有技術的改造和新技術的研發投入匱乏，加上教育水平較低，人力資本和管理經驗欠缺，創新水平較低，抑制了對外直接投資逆向技術溢出的吸收；④由于低經濟發展水平地區的資金有限，對外直接投資的數量不足、質量相對較低，因此低經濟發展水平地區對外直接投資對創新效率的提升作用較弱。

5 結論與政策啟示

5.1 結論

研究發現：①隨著對外直接投資的增加，創新效率不斷提高，對外直接投資顯著促進了中國區域創新效率的提升；②對外直接投資對創新效率的影響為不完全中介效應，對外直接投資不僅直接促進創新效率的提升，還通過人力資本和對外開放度間接地促進創新效率的提升；③考慮雙向因果、變量遺漏等內生性問題、更換創新效率的計算方法以及剔除異常值后，本文的核心結論依然成立；④對外直接投資對創新效率的作用受金融危機以及經濟發展水平的影響，金融危機發生之后以及經濟發展水平較高的地區，對外直接投資對創新效率的提升作用更強。

5.2 政策啟示

政策啟示如下：①政府和相關部門應當鼓勵和支持對外直接投資活動，尤其是到發達國家和地區的投資。發達國家是技術研發和創新的主要來源地，對其投資才有更多的機會獲得先進的知識和技術，進而提高自身的技術水平和創新效率。②由于中國對外直接投資的起步較晚，投資目標不夠明確，投資體系相對不健全，缺乏對國際市場的深刻認識。因此，要進一步提高對外開放力度，在走出去的同時，根據國際市場的特點和發展趨勢，準確定位投資。③中國當前的對外直接投資中資源尋求型占比仍然較高，而技術尋求型的比重相對較低，這會大幅削弱對外直接投資逆向技術溢出作用的發揮。因此，要更加重視技術尋求型對外直接投資，充分整合全球的研發資源帶動國內的技術創新。④人力資本是對外直接投資提升創新效率的重要中介因素，也是創新的重要驅動力，為了更有效地學習和吸收通過逆向技術溢出獲得的先進技術，要提高中國的人力資本水平，培育本土創新型人才。