中國OFDI逆向技術溢出效應的影響因素分析

楊小花，徐英杰,聶名華

（1.中南財經政法大學 金融學院，武漢 430073；2.武漢學院，武漢 430212；3.濟南大學 商學院，濟南 250000）

0 引言

中國自2001年提出“走出去”發展戰略以來，中國OFDI額呈逐年增長態勢，進口、FDI、OFDI是國際技術溢出的三大重要路徑，技術的溢出效應已得到大量國內外學者的研究證實，OFDI對投資母國的逆向技術溢出效應受到了國內學者的廣泛關注。學者們從不同角度意圖探究中國的OFDI是否對本國的技術進步、經濟增長產生了促進作用；由于中國區域發展的差異性，OFDI對各地區技術進步的逆向技術溢出效應也可能存在地區差異?，F有的研究還在探索階段，對于逆向技術溢出效應是否存在還未形成統一的觀點，隨著中國技術尋求型OFDI規模的擴大和增長速度的加快，進一步探究中國OFDI逆向技術溢出效應及影響因素具有重要的理論和現實意義。

縱觀國內外文獻發現，關于OFDI逆向技術溢出的研究已經形成了豐富的研究成果，學者們主要從逆向技術溢出的存在性和溢出機理兩方面進行闡述。現有的研究多探討OFDI逆向技術溢出效應的存在性，對衡量逆向技術溢出效應程度沒有統一的標準，對影響逆向技術溢出的因素方面的研究也涉及較少。因此，本文從影響OFDI逆向溢出影響因素的角度出發，利用省際面板門檻模型，通過DEA方法測算技術進步的Malmquist指標，并全面考慮國際溢出模型的進口貿易、FDI和OFDI路徑，對影響中國OFDI逆向技術溢出效應的因素進行了實證檢驗。

1 模型構建與數據處理

1.1 模型構建

Coe和Helpman（1995）是國際上最早給出R&D溢出模型的，他們認為R&D投入和進口貿易所產生的國際R&D溢出顯著地促進了這些國家全要素生產率的增長，也被稱為經典的國際溢出模型。Lichtenberg和Van Pottelsberghe（2001）在C-H模型的基礎上，首次將OFDI作為國際技術溢出路徑納入到模型中，提出了L-P模型如式（1）所示：

其中，i表示省份，t表示時期，TFPit表示t時期省份i的全要素生產率，SRDdit表示t時期省份i的研發資本存量，SRDiimtp、SRDiftdi和SRDoitfdi分別表示t時期省份i通過進口貿易、FDI和OFDI渠道溢出的國外研發資本存量。

L-P模型比C-H模型更能全面系統地解釋國際技術溢出效應、實現機制以及對投資母國的影響。但仍未考慮“門檻效應”，因此，在借鑒L-P模型的基礎上，本文構建的模型同時借鑒了Hansen（1999）面板門檻回歸技術，并采用建立包含交互項的模型，考察變量之間的相互作用，構建計量模型如式（2）所示：

其中，交互項LnSRDoitfdi*I，I為指示函數，Qit為門檻變量，分別代表人力資本、研發強度、技術差距、經濟發展水平、貿易開放度。交互項LnSRDofdiit*I表示各因素對OFDI逆向技術溢出的影響程度。

1.2 數據處理

由于我國官方從2003年才開始統計各省區的OFDI數據，本文使用全國31個省份2003—2015年的面板數據，充分考慮我國OFDI、FDI和貿易規模大小，并結合各國研發資本存量及數據的可能性，本文選取15個主要的國家和地區①日本、英國、德國、法國、美國、意大利、瑞典、俄羅斯、加拿大、巴西、中國香港、中國澳門、印度、新加坡、韓國。為樣本，數據來源及處理情況如表1所示。

表1 變量名稱、含義、數據來源及處理方法一覽表

目前，對TFP的測算主要采用索洛殘差法和基于數據包絡分析的DEA的Malmquist指數法。其中，索洛殘差法不適合指數數據的技術，且蘊含很強的假設前提，因此，本文采用現在廣泛使用的DEA的Malmquist指數法，采用DEAP2.1軟件測算出各省2003—2015年間的全要素生產率，DEA的Malmquist指數算得的全要素生產率（MI）、技術變化（TC）及效率變化（EC）指數的結果如下頁表2所示。

如表2所示，中國2003—2015年間全國整體所有省份的全要素生產率、技術進步的變化和效率的變化均表現為下降的態勢，分別平均下降了1.6%、0.5%和1.2%。區域方面，中部和西部地區的TFP均表現為3.9%和1.8%的下降，全國僅東部地區獲得了0.3%的增長。技術進步變化方面，中部和西部地區均為1.5%和0.6%的下降，也僅有東部地區增長了0.5%。技術效率變化方面則均表現為倒退。

2 實證檢驗

本文采用2003—2015年間我國省際OFDI、FDI和進口等面板數據，使用Stata14進行處理。逐一檢驗影響中國OFDI逆向技術溢出效應的因素及門檻值。

2.1 人力資本

人力資本是影響逆向技術溢出效應最重要的因素，擁有較高人力資本的企業和地區更易通過OFDI獲取、吸收和轉化應用他國先進技術，而擁有低水平人力資本的企業和地區可能無法充分吸收利用知識溢出。然而，當本國人力資本水平提升到一定程度之后，通過OFDI獲取他國先進技術的意愿會降低，從而對OFDI存在一定的擠出效應。本文用勞動力平均受教育年限衡量各省的人力資本水平。

下頁表3顯示，只有單一門檻通過了顯著性檢驗，因此本文建立單一門檻模型分析。因篇幅有限，各變量具體門檻值的檢驗在此不再贅列，本文對人力資本、研發強度、技術差距、經濟發展水平、貿易開放度和金融發展度均建立單一門檻模型分析。

由下頁表4可知，人力資本的門檻值為7.724，其對應的最小殘差平方和為0.3222。Wald檢驗結果也表明人力資本對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的勞動力平均受教育年限大于7.724時，人力資本投入對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數由-0.0166變為-0.00968，這說明人力資本對逆向技術溢出的消極作用顯著被削弱。

由下頁圖1所示，人力資本水平的門檻估計值為LR圖形最低點對應的參數值，且對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明人力資本門檻估計值是真實有效的。截止2015年有北京、天津、上海、河北等28個省份通過了該門檻值，僅有貴州、西藏、青海3個省份沒有越過門檻值。

表2 各地區DEA的Malmquist指數計算結果

表3 人力資本門檻值及效果檢驗

表4 影響OFDI逆向技術溢出效應因素的門檻檢驗分析

圖1 人力資本水平的門檻估計值

2.2 研發強度

研發強度的門檻值為0.036，其對應的最小殘差平方和為0.3394。wald檢驗結果也表明研發強度對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的研發強度大于0.458時，技術差距對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數由-0.0104變為0.0134，這說明研發強度在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著轉為正向影響。由圖2所示，研發強度的門檻估計值對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明研發強度門檻估計值是真實有效的。截止2015年有北京、天津、上海、河北等28個省份跨越了該門檻值，僅有海南、西藏、新疆3個省份沒有通過門檻值。

圖2 研發強度的門檻估計值

2.3 技術差距

由表4可知，技術差距的門檻值為0.458，其對應的最小殘差平方和為0.3316。wald檢驗結果也表明研發強度對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的技術差距大于0.036時，研發強度對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數由-0.00863變為0.0106，這說明0.00863在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著轉為正向影響。由圖3所示，技術差距的門檻估計值對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明技術差距門檻估計值是真實有效的。截止2015年有天津、上海、山西、內蒙古、遼寧、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、山東、廣東11個省份跨越了該門檻值。

圖3 技術差距的門檻估計值

2.4 經濟發展水平

由上文表4可知，經濟發展水平的門檻值為14000，其對應的最小殘差平方和為0.3222。wald檢驗結果也表明經濟發展水平對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的經濟發展水平大于14000時，經濟發展水平對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數由-0.0183變為-0.00955，這說明研發強度在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著被削弱。由圖4所示，經濟發展水平的門檻估計值為LR圖形最低點對應的參數值，且對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明經濟發展水平門檻估計值是真實有效的。截止2015年有北京、天津、上海、河北等28個省份通過了該門檻值，僅有貴州、云南、甘肅3個省份沒有通過門檻值。

圖4 經濟發展水平的門檻估計值

2.5 貿易開放度

由上文表4可知，貿易開放度的門檻值為0.114，其對應的最小殘差平方和為0.3358。wald檢驗結果也表明貿易開放度對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的貿易開放度大于0.114時，貿易開放度對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數由-0.0118變為0.00338，這說明貿易開放度在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著轉為正向影響。由圖5所示，貿易開放度的門檻估計值對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明貿易開放度門檻估計值是真實有效的。截止2015年有30個省份跨越了門檻值，僅青海省沒有通過門檻值。

圖5 貿易開放度的門檻估計值

綜上，各省受到不同門檻的限制，但大部分省份能夠在各方面都越過門檻值，只有少數幾個省份均沒有跨越門檻值，但西部地區受人力資本、研發強度、技術差距、經濟發展水平及貿易開放度的限制尤為嚴重。其中，技術差距門檻限制了西部地區除內蒙古之外的所有省份，同時，也限制了除山西、黑龍江和安徽外的所有中部省份，而東部地區大部分省份跨越了技術差距限制。西部地區的貴州省在人力資本和經濟發展水平上均未跨越門檻；青海在人力資本、技術差距、貿易開放度方面均沒有越過門檻值；西藏在人力資本、研發強度、技術差距也均沒越過門檻值；新疆在研發強度、技術差距也均為越過門檻值。

3 結論與建議

（1）2003—2015年間全國所有省份的全要素生產率、技術進步的變化和效率的變化均表現為下降的態勢，但存在顯著的區域效應。從區域來看，全國僅東部地區的全要素生產率表現為0.3%的增長，中部和西部地區均表現為下降。技術進步的變化方面，也僅有東部地區表現為增長，中部和西部地區均為下降。技術效率變化方面則均表現為倒退。

（2）從國際技術溢出渠道來看，進口貿易渠道的逆向技術溢出能顯著提高中國全要素生產率的增長，而FDI和OFDI渠道并未顯著提升中國全要素生產率的增長；中國OFDI逆向技術溢出符號為負，說明中國的OFDI并未產生顯著的正向促進作用，即OFDI并未顯著的促進投資母國的技術進步。因此，應注重對提升技術進步有利的進口貿易渠道的優化，同時加快FDI和OFDI渠道的前進步伐。

（3）中國OFDI逆向技術溢出受人力資本、研發強度、技術差距、經濟發展水平以及貿易開放度等多種因素的影響，且表現出顯著的門檻效應，當跨越各影響因素的門檻值之后，中國OFDI逆向技術溢出能顯著地促進技術進步。因此，應提高研發投入，加強對外貿易，使其達到OFDI逆向技術溢出的門檻值。

（4）中國各省受到不同門檻的限制，但大部分省份能夠在各方面都越過門檻值，但中西部地區受技術差距門檻限制嚴重，且西部地區受人力資本、研發強度、技術差距、經濟發展水平及貿易開放度的限制尤為嚴重。政府有必要采取差異化的對外直接投資政策，對經濟發展程度較高、高技術差距的東部地區，應加大研發資本投入強度，注重做好所獲得國外先進技術與自身技術的對接，循序漸進逐步消化。而對低技術差距的中西部地區，應加大人力資本的教育投入，提升地區吸收能力。