我國OFDI逆向技術溢出效應研究

陳麗珍 徐健

摘要：為檢驗近年來我國迅速增長的OFDI是否獲取了來自投資東道國的逆向技術溢出，本文運用我國2004-2010年30個省、自治區、直轄市的面板數據和“國際R&D溢出模型”的動態形式，實證分析了我國OFDI的逆向技術溢出效應。研究表明現階段OFDI傳導的國際R&D對國內全要素生產率的提升產生了正向影響，但逆向技術溢出的產生有一定的時滯性；分區域的回歸結果表明OFDI的逆向技術溢出效應存在著較明顯的差異，東、中、西部OFDI的逆向技術溢出效應依次減弱；國內R&D投入對全要素生產率的提升具有正向和負向的“雙重作用”。

關鍵詞：OFDI；逆向技術溢出；國際R&D

中圖分類號：F830.59 文獻標識碼：B

隨著我國經濟的崛起和“走出去”戰略的推出，中國企業的對外直接投資規模迅速擴大。我國OFDI是否存在逆向技術溢出，溢出效應如何？本文選取我國2004-2010年省際面板數據，實證分析我國OFDI的逆向技術溢出效應，旨在對我國更好地實施“走出去”戰略、轉變投資方式，以及提升企業技術競爭力、帶動國內產業升級和技術進步提供參考。

一、文獻回顧

內生增長理論產生以來，國際技術溢出成為經濟學研究領域的一個重要課題。由于近幾年我國對外投資的迅猛發展，國內學者也開始研究我國OFDI逆向技術溢出問題。總的來看，討論集中在OFDI逆向技術溢出效應的存在性、影響因素和地區差異三方面。

（一） OFDI逆向技術溢出效應存在性檢驗

趙偉、古廣東和何國慶（2006）分析了OFDI 與母國技術進步的機理，并嘗試檢驗了OFDI 與我國技術進步的關系，發現我國對外投資、尤其是對R&D 要素豐裕國家和地區的投資具有較為明顯的逆向技術溢出效應。白潔（2009）依據1985—2006年我國對14個主要國家和地區的對外直接投資數據，就逆向技術溢出對全要素生產率的影響作了實證分析，結果顯示對外直接投資產生的逆向技術溢出能夠對全要素生產率產生積極影響，但在統計上不顯著。李梅、金照林（2011）利用我國2003-2008年的省際面板數據，檢驗了我國OFDI的逆向技術溢出效應，實證研究結果表明現階段通過OFDI傳導的國際R&D 對國內技術進步、技術效率和全要素生產率均無顯著正向影響，對外投資的積極逆向溢出效應還未顯現。

（二） OFDI逆向技術溢出的影響因素

歐陽艷艷（2010）從東道國的創新能力、國際技術傳遞渠道和中國的消化吸收能力方面，歸納出中國OFDI逆向技術溢出的10個影響因素，實證檢驗發現東道國的研發資本存量、人均國民收入和中國的GDP是影響中國OFDI逆向技術溢出的三大因素，真實匯率水平與我國OFDI逆向技術溢出負相關。闞大學（2010）選取了人力資本、經濟開放度和金融發展水平三類度量逆向技術吸收能力的指標，實證研究了我國東部、中部和西部地區的吸收能力對OFDI逆向技術溢出效應的影響，東部地區制約OFDI逆向技術吸收能力的主要因素是人力資本，中部和西部地區制約OFDI逆向技術吸收能力的主要因素是經濟開放度和金融發展水平。

（三）有關OFDI逆向技術溢出的地區差異

李梅、柳士昌（2012）利用2003—2009年中國省際面板數據，采用廣義矩估計方法（GMM）實證檢驗了OFDI逆向技術溢出效應，研究結果表明OFDI逆向技術溢出存在明顯的地區差異，OFDI僅對東部地區的TFP、技術進步和技術效率產生了顯著的正向影響，廣大中西部地區并未能從OFDI中獲得正面效應。Bitzer 和Kerekes（2009）運用OECD17個國家1973-2001年產業層面的數據對OFDI逆向溢出效應進行了檢驗，發現平均而言OFDI對全要素生產率的影響為負，但國與國之間差異明顯，其中加拿大、德國、丹麥、西班牙、芬蘭、韓國等國的對外投資給母國全要素生產率帶來了顯著的負面影響，而法國、日本、波蘭、瑞典、捷克、英國卻獲得了OFDI 的逆向技術溢出效應。張海波、俞佳根（2012）采用VAR 模型動態性地研究OFDI對母國的逆向技術溢出效應，研究結論表明東亞新興經濟體各國（地區） OFDI逆向技術溢出效應差異很大，韓國、泰國、馬來西亞OFDI逆向技術溢出效應從長期看具有正效應，但有滯后性，短期內表現為負效應；新加坡、印度尼西亞、菲律賓OFDI在多數時期均能產生較明顯的逆向技術溢出效應，僅在個別時期表現為負效應，但不顯著；香港表現為負效應，中國OFDI沒有產生明顯的逆向技術溢出效應。

通過對上述文獻的梳理與回顧，不難看出學者們對OFDI逆向技術溢出效應的研究既存在共識也有分歧。且實證分析主要運用靜態回歸分析，而OFDI的逆向技術溢出效應具有動態性和滯后性，靜態分析顯然不能夠準確地對其進行研究。因此，本文嘗試運用動態面板數據模型，分析我國OFDI的逆向技術溢出效應。

二、計量模型、數據處理和資料來源

（一） 逆向技術溢出機制的淺析

通常進行OFDI的企業，特別是技術尋求型OFDI企業，相對國內其他企業具有一定的技術優勢，為了保持這種優勢，這類企業具有較強的技術提升愿望，而開展OFDI正是提升技術的一個途徑，這種技術上的相對優勢所帶來的市場地位將激勵該類企業不斷進行技術創新。首先，企業通過開展OFDI，建立R&D分支機構。我國企業可以接近東道國的R&D資源，進入所在產業高端技術集聚地，通過模仿示范、R&D合作、聯系效應和人員流動等途徑，從東道國獲取先進技術并進行運用，再對外投資企業與國內其它企業的競爭與合作會與處于同行業中的上下游企業和相關聯產業的企業產生產業關聯效應。這種關聯會對相關企業的產品質量、技術和性能提出更高要求，從而迫使這些企業努力提升自身技術水平。另外，對外投資企業的示范作用會使整個投資母國科技的發展實現良性循環，國內企業紛紛效仿，或者增加國內技術研發投入進行技術創新，或者開展積極有效的“走出去”戰略，不斷加強提高企業本身的技術含量和管理水平，全面帶動國內技術進步，實現OFDI的逆向技術溢出。

由于發達國家的創新技術都是為自己量身定做的，這些本地化技術創新未必適宜于其他國家的經濟發展，特別是與其技術、經濟發展或人力資本水平差距較大的國家。因此，如果對外投資母國和東道國的技術、經濟發展或人力資本水平差距過大，那么母國將不能有效地吸收國外的先進技術，因而無法發揮對國內技術進步的積極促進作用。另外，對外投資還可能對國內投資產生“擠出效應”，在一定程度上抑制國內企業研發活動和創新能力的提高，不利于國內技術提升。

（二）計量模型

在設計計量模型時，本文沿用LP（2001）的思路，由于一國的技術進步取決于本國R&D投入和國外R&D投入產生的知識溢出，采用以下模型進行實證分析：

lnTFPkt=C+αlnSdkt+βlnSfkf+εkt[JY]（1）

其中k代表地區，t代表年份，TFP為全要素生產率， Sdkt代表國內各地歷年R&D資本存量，Sfkt表示各地歷年通過對外投資獲得的國外R&D溢出，α和β分別代表國內R&D投入和國外R&D投入對全要素生產率的影響。由于官方公布的國內各省（直轄市、自治區）OFDI數據始于2003年，本文把研究區間定為2004-2010年。另外重慶數據并入四川，所以本文的樣本為30個省（直轄市、自治區）7年期的面板數據。

（三）數據處理和資料來源

1各省區全要素生產率TEPkt的測算。假定技術進步是希克斯中性的，采用二要素的C-D生產函數：Ykt=AktKαktLβkt。

其中Ykt是各省區在t年的產出，Akt代表各省區在t年的技術水平，這里定義其為各省區的全要素生產率。Kkt和Lkt分別表示各省區資本和勞動投入，α和β分別表示資本和勞動的產出彈性，假設規模報酬不變，即α+β=1，則有回歸方程：

ln（Ykt/Lkt）=lnAkt+αln（Kkt/Lkt）+εkt

用OLS進行估計可得到α和β的數值，再根據TEPkt=Ykt/KαktLβkt即可測算出各省區全要素生產率。各省區的產出Y用GDP指數折算為2004年不變價格的實際GDP表示，勞動力L用各省區年末就業人數表示，資本存量K用永續盤存法估計，公式為：

Kt=It+（1-δ）Kt-1

其中Kt為t年的固定資本存量，It為t年的固定資本形成總額，用各省區的固定資產價格指數折算為2004年的不變價格，以上各數據均出自歷年《中國統計年鑒》。δ為資本折舊率參照張軍等（2004）研究中國省際物質資本存量采取的96%的折舊率，基年各省區的固定資本存量如下確定：首先，根據張軍等（2004）的研究得到各省區2000年固定資本存量（2000年不變價格），再依據永續盤存法計算得到各省區2004年的固定資本存量。

2國內各省區R&D資本存量Sdkt的確定。國內各省區R&D資本存量Sdkt也用永續盤存法估計，公式為：Sdt=（1-δ）Sdt-1+RDt。

其中Sdt為t年的R&D存量，Sdkt為t年的實際R&D投入，折算為2004年的不變價格。δ為R&D資本存量的折舊率，按大多數學者的看法取5%。各省區歷年名義R&D支出數據從中國科技統計網的“中國主要科技指標數據庫”獲取。由于該數據庫提供最早的各省區R&D支出始于2000年，為減少誤差，基年（2004）各省區R&D資本存量也追溯到2000年，計算公式：Sd2000=RDd2000/（g+δ）。

其中Sd2000為各省區2000年的R&D資本存量，RDd2000為各省區2000年實際R&D支出（2004年不變價格），g為各省區2000-2010年R&D支出的平均增長率，δ取5%。其余年份的R&D資本存量用永續盤存法估計，由此得到各省區2004-2010年R&D資本存量。

3各省區通過OFDI獲得的國外R&D溢出Sfkt的確定。首先，通過公式Sft=∑[DD（X]j[DD）]Sjt（OFDIjt/Yjt）計算我國通過OFDI獲得的國外R&D溢出Sft。其中Sjt是我國t年對外投資目標國j的R&D資本存量，OFDIjt為我國t年對目標國j的投資存量，Yjt為t年目標國的GDP。根據我國對外投資的主要去向，結合各國（地區）R&D存量大小及數據的可獲性，選取了香港、澳大利亞、新加坡、美國、加拿大、德國、英國、法國、意大利、日本、韓國、瑞典、俄羅斯和南非共14個國家（地區）為樣本。

各國（地區）R&D資本存量Sjt的計算方法與國內R&D資本存量Sdt相似，也用永續盤存法估計，相關數據也追溯到2000年。首先從世界銀行數據庫獲得各國（地區）2000—2010年R&D支出占GDP的比重和GDP數據，由此算出各國（地區）歷年R&D支出。然后按國內R&D資本存量Sdt的計算方法計算各國（地區）2000年R&D資本存量，再用永續盤存法計算得出各國（地區）2004—2010年R&D資本存量。我國2004—2010年對各目標國（地區）[JP2]的投資存量OFDIjt來源于2010年《中國對外直接投資統計公報》。各國（地區）2004—2010年GDP數據Yjt來源于世界銀行數據庫。國內各省區通過OFDI獲得的國外R&D溢出Sfkt通過公式Sfkt=Sft（OFDIkt/∑[DD（X]k[DD）]OFDIkt）計算得出。[JP]

三、實證分析

運用面板模型進行回歸時，需對模型形式設定做出選擇。豪斯曼檢驗結果顯示固定效應變截距的形式是較為合理的。為消除截面異方差問題，在Eviews 60 中選擇廣義最小二乘估計。在采用模型（1）進行實證分析時，考慮到解釋變量對因變量起作用時的時間滯后性，即國內R&D資本存量和通過OFDI獲取的國外R&D資本，需要經過一段時間才能完全對國內全要素生產率起作用。因此，經過調試，在模型（1）的基礎上加入了解釋變量的滯后一期變量，于是有模型（2）：

lnTFPkt=C+α0lnSdkt+α1lnSdk，t-1+β0lnSfkt+β1lnSfk，t-1+εkt[JY]（2）

另外，為考察各地區OFDI逆向技術溢出的差異，在估計全國30個樣本的基礎上分東、中、西三大區域對比分析各區域的回歸結果。其中東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區包括內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、[JP2]甘肅、青海、寧夏和新疆。各地區的回歸都給出了回歸殘差的單位根檢驗結果，以進一步驗證模型的設置是否合理，回歸結果如表1所示。[JP]

（一） 全國樣本的回歸結果分析

全國樣本的回歸結果顯示，國內R&D投入當期和下一期對國內全要素生產率的影響系數分別為03984和-04822。說明國內R&D投入當期會促進國內全要素生產率的提高，但下一期會在更大程度上抑制國內全要素生產率的提高。這表明國內R&D投入并沒有持續促進全要素生產率的提高，這種促進作用是短期的。長期來看，抑制作用似乎更為明顯。通過OFDI傳導的國際R&D當期對國內全要素生產率的影響系數不顯著，但下一期卻有顯著的正向影響，影響系數為00194。這表明了我國對外直接投資的卻獲取了積極的逆向技術溢出，但是這種溢出效應在當期可能并不顯著，一段時間過后其積極效應會慢慢顯現。另外，從模型的回歸效果來看，R2和F值都較大，DW值接近2，表明總體回歸效果很好。三種方法的面板殘差單位根檢驗也都顯示平穩，表明模型的設定比較合理。

（二）分區域的回歸結果分析

分區域回歸的結果顯示東、中、西部R&D投入當期對國內全要素生產率均有正向影響，中部的當期影響系數最大，為04576，然后是西部的03222，東部最小，為02941；但其下一期的影響系數均為負，東、中、西部分別為-04273、-05056和-03041，且東部和中部的下期負向影響均超過當期的正向影響。這個結論與全國樣本的回歸結果是一致的，表明國內R&D投入雖然在當期促進了國內全要素生產率的提高，但在下期卻又顯著地抑制了其提高。二期之和東、中、西部的影響系數分別為-01296、-0048和00181。這表明從國內R&D投入對全要素生產率所起的促進作用來看，東、中、西部呈現遞增的趨勢。這些結論值得人們反思：國內每年大量的R&D經費支出是否達到了預期的效果？R&D經費支出比中西部大得多的東部為何對全要素生產率的促進作用反而不及中西部？其中很大的一個原因可能在于R&D經費的利用效率不高，特別是東部，如研發資源配置不夠合理，科技人員的研發效率還不高。

OFDI傳導的國際R&D對東、中、西部全要素生產率影響的差異很大。從當期影響來看，東部有顯著的負向影響，影響系數為-00181，中部有顯著的正向影響，影響系數為00159，西部的影響系數不顯著；而OFDI傳導的國際R&D對中、西部全要素生產率的下一期影響系數均不顯著，但東部有顯著的正向影響，影響系數達到了00515。結合二期影響來看，發現OFDI傳導的國際R&D對東部的正向影響最大，雖然其當期有一定的負向影響，但在下期得到了較大的“補償”，獲得了更大的顯著正向效應。其次是中部，當期有一定的正向影響，下期影響系數不顯著。最后是西部，其二期影響系數均不顯著。東部的回歸結果和全國樣本的回歸結果有些相似：當期并無較顯著的正向影響，但在下期有較顯著的正向影響。

OFDI的逆向技術溢出效應在東、中、西部依次減弱，可能與它們的技術、經濟發展和人力資本水平相關。東部地區的技術、經濟發展和人力資本水平相對較高，技術吸收能力較強，因而技術溢出效應相對顯著；[JP2]而中、西部技術、經濟發展和人力資本水平相對較低，技術吸收能力相對較弱，因而技術溢出效應相對顯著。從三大區域的回歸效果來看，R2和F值都較大，面板殘差單位根檢驗也都顯示平穩，表明模型的設定和回歸效果都很理想。[JP]

四、 結論與啟示

通過以上分析可以得出如下結論與啟示：

1.2004年以來，我國OFDI具有積極的逆向技術溢出效應，這一點不論是在全國樣本的回歸結果還是在分區域的回歸結果中都得到了驗證。當期的溢出效應可能并不顯著，但在下期通常會有較顯著的逆向技術技術溢出，表明OFDI逆向技術溢出的時滯性。另外，我國OFDI的逆向技術溢出效應還不夠大，這可能與我國技術型OFDI的規模還不夠大，且與發達國家的技術、經濟發展或人力資本水平等指標差距過大有關，導致技術獲取和吸收能力受限。因此，我國鼓勵國內優秀企業充分利用科技全球化的契機，通過在國外設立研發機構或并購擁有核心技術的企業來整合全球資源，獲取國外先進技術。另外政府要在政策上有所調整，在鼓勵擴大OFDI規模的同時注重提高技術獲取型OFDI的比重，尤其應當提高對研發資本存量豐富的國家和地區的OFDI比重以及對高新技術行業的投資比重。同時也應努力提升國內整體經濟發展環境以加強技術吸收能力。

2.分地區的回歸結果表明我國各地區OFDI的逆向技術溢出效應存在很大的差異性，東、中、西部OFDI的逆向技術溢出效應呈現出依次減弱的特征，這也再次讓人們猜測OFDI的逆向技術溢出效應可能與原始投資地的技術、經濟發展或人力資本水平等指標相關。東、中和西部地區在技術、經濟發展和人力資本水平上依次降低，導致技術吸收能力依次降低，因而技術溢出效應依次減弱。因此，我國應采取差異化的政策措施，對經濟發展水平較高、吸收能力較強的東部地區，應鼓勵和支持其擴大對外投資的步伐，以獲取更大的逆向技術溢出效應，而對經濟發展水平較落后、吸收能力較低的中西部地區則應以培養吸收能力為主。

3.國內R&D投入對全要素生產率具有“雙重影響”。國內R&D投入當期會顯著促進全要素生產率的提高，但在下期會在較大程度上抑制全要素生產率的提高，且東、中、西部R&D投入對全要素生產率所起的促進作用呈現遞增的趨勢，這與它們各自所處的經濟發展水平不相適應。原因可能是一方面與它們R&D資源的利用效率有關，另一方面東部的全要素生產率已經達到了一個較高的水平，再多的R&D投入對其提升作用有限，而中西部的全要素生產率還有很大的提升空間，因而R&D投入對其提升作用更為明顯。因此，政府和企業在擴大R&D投入規模的同時要注重合理分配R&D資源，提高科技人員的研發效率，特別是全要素生產率水平已經相對較高的東部地區，提高R&D資源利用效率顯得尤為重要，而對于全要素生產率水平相對較低的中西部地區，可以適當擴大大R&D投入比重以進一步顯著提升其全要素生產率，縮小與東部的技術差距。

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（責任編輯：關立新）