中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出對國內(nèi)技術(shù)進步影響研究

摘要：對外直接投資（OFDI）是一國利用技術(shù)外溢效應(yīng)來實現(xiàn)本國技術(shù)進步的有效路徑。本文借鑒L-P模型，選取1985-2013年我國對外直接投資數(shù)據(jù)，并以全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進步衡量指標，具體考察了我國對外直接投資逆向技術(shù)溢出對國內(nèi)技術(shù)進步的影響程度和因素。結(jié)果顯示我國對外直接投資會產(chǎn)生顯著逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，即對外直接投資每增加1%將引致國內(nèi)全要素生產(chǎn)率增長0.0163%，影響程度不及國內(nèi)研發(fā)、外商直接投資和進口貿(mào)易，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)此外還受到人力資本水平、研發(fā)強度、技術(shù)差距和知識產(chǎn)權(quán)保護程度等多種因素影響。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；逆向技術(shù)溢出；技術(shù)進步

中圖分類號：F125.4 文獻標識碼：A

收稿日期：2015-07-07

作者簡介：霍忻（1986-），男，河北秦皇島人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，研究方向：跨國公司與外商直接投資。

在經(jīng)濟全球化浪潮的引領(lǐng)下，對外直接投資是一國利用自身比較優(yōu)勢參與國際分工、融入全球產(chǎn)業(yè)鏈條的重要路徑。我國積極順應(yīng)海外投資發(fā)展走勢，在做好“引進來”工作的同時更注重鼓勵國內(nèi)企業(yè)走出國門，充分釋放逆向技術(shù)溢出對我國科學(xué)技術(shù)的反哺作用，并與國內(nèi)自主研發(fā)創(chuàng)新行為合力推進國內(nèi)技術(shù)水平的提升，進而為轉(zhuǎn)變國民經(jīng)濟發(fā)展方式、實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型、調(diào)整提供外部動力源。

一、計量模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)篩選與處理

（一）模型介紹及構(gòu)建

1.C-H模型。國際貿(mào)易是技術(shù)跨國轉(zhuǎn)移的主要途徑，Coe和Helpman在1995年提出了國際R&D溢出基本模型，認為開放經(jīng)濟體的技術(shù)進步取決于國內(nèi)R&D投入和進口貿(mào)易所產(chǎn)生的國際R&D溢出，其形式如公式（1）所示：

與國內(nèi)研發(fā)資本存量相類似，國外研發(fā)資本存量的推算繼續(xù)使用前述的永續(xù)盤存法。鑒于數(shù)據(jù)可得性、國外科技研發(fā)集中狀況和我國對外投資、外資以及進口貿(mào)易的主要方向，本文選取G7（美國、日本、德國、英國、法國、加拿大、意大利）和韓國、新加坡、澳大利亞和中國香港等11國家為研究樣本，同時將各國研發(fā)資本存量按永續(xù)盤存法和基期研發(fā)資本存量計算公式，統(tǒng)一折算為以1985年為基期的實際研發(fā)資本存量數(shù)據(jù)，繼而運用此數(shù)據(jù)和左側(cè)推算公式對各國溢出的研發(fā)資本存量進行求和可進一步估算經(jīng)由對外直接投資路徑溢出的國外研發(fā)資本存量總額，外資與進口貿(mào)易路徑溢出的國外研發(fā)資本存量可類似推出，在此不再贅述。上述基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國對外直接投資公報》，由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計缺失，1985-2002年的中國對外直接投資數(shù)據(jù)以各年度批準的海外直接投資中方投資的存量數(shù)據(jù)代替。

6.知識產(chǎn)權(quán)保護程度。國際上通常采用由Ginarte和Park（1997）提出的GP指數(shù)來測算一國的知識產(chǎn)權(quán)保護程度，但該指標對于我國這種司法體系來講還不足以充分反映知識產(chǎn)權(quán)保護現(xiàn)狀。本文在結(jié)合國內(nèi)實際情況的基礎(chǔ)上，借鑒GP指標體系且參照國內(nèi)學(xué)者韓玉雄和李懷組（2005）的方法來進一步度量國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護程度，該估算方法在修正GP指數(shù)的基礎(chǔ)上綜合考慮了知識產(chǎn)權(quán)保護的立法強度和執(zhí)法強度因素。立法強度指標體系從是否為國際條約成員、權(quán)利喪失保護、執(zhí)法措施、保護期限和覆蓋范圍等五個方面構(gòu)建，執(zhí)法強度指標體系涵蓋律師比例、立法時間、人均GDP和是否為WTO成員四個方面，據(jù)此獲得1985-2013年我國知識產(chǎn)權(quán)保護程度數(shù)據(jù)，以上基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》。

二、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗法來具體驗證變量的平穩(wěn)性，顯著性水平設(shè)定在5%，分析結(jié)果顯示在表1中。從中能夠看出模型變量原序列的ADF檢驗值均不同程度地大于5%水平下的臨界值，據(jù)此可以接受原假設(shè)，認為原序列存在單位根，即變量存在不平穩(wěn)性。通過對一階差分形式的變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示上述序列的ADF檢驗值均小于顯著性水平下的臨界值，差分序列通過了平穩(wěn)性檢驗，成為一階單整序列，繼而可以此為基礎(chǔ)來考察變量間的長期均衡關(guān)系。

（二） 協(xié)整檢驗

ADF檢驗保證了變量序列的平穩(wěn)性和同階單整，為此可以進一步探討變量間的長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文在此引入Johansen協(xié)整檢驗法來完成以上任務(wù)，檢驗結(jié)果由表2所示。如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，那么可以進而進行回歸分析，考量變量間的影響程度和作用方向。

從檢驗結(jié)果來看，當(dāng)r=1時，模型（4）-模型（7）的跡統(tǒng)計量大于5%顯著性水平下的臨界值，相應(yīng)的伴隨概率P值也小于0.05，由此可拒絕檢驗原假設(shè)，即認為變量間存在至少一個協(xié)整關(guān)系式，同時繼續(xù)對上述模型進行以r≤1為零假設(shè)的協(xié)整檢驗，依據(jù)結(jié)果可知模型（4）-模型（7）的臨界值均大于對應(yīng)的跡統(tǒng)計量，P值在0.06-0.2的區(qū)間浮動，均大于0.05的顯著性水平，可以接受檢驗原假設(shè)，即各模型方程最多存在一個協(xié)整關(guān)系式。綜合以上檢驗結(jié)果可推知各模型方程變量間有且僅有唯一的協(xié)整關(guān)系式，也即我國自主研發(fā)存量和經(jīng)由對外直接投資、外商直接投資以及進口貿(mào)易途徑溢出的國外研發(fā)資本存量與技術(shù)進步之間存在唯一的長期均衡關(guān)系。此外，技術(shù)差距、知識產(chǎn)權(quán)保護程度、研發(fā)強度和人力資本水平也是影響逆向技術(shù)溢出效果和技術(shù)變動的重要因素。

（三） 回歸結(jié)果分析

協(xié)整檢驗結(jié)果支持變量間存在長期均衡關(guān)系的觀點，由此可以運用Eviews6.0軟件并采取最小二乘法對模型方程組進行回歸分析，探析變量間的影響程度和方向，回歸結(jié)果顯示在表3中。從表3中能夠看出我國自主研發(fā)、對外直接投資、外商直接投資和進口貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)顯著為正，只是影響程度存在略微差異。具體地，國內(nèi)研發(fā)支出每增加1%將提升全要素生產(chǎn)率0.0375個百分點；同時，通過對外直接投資、進口貿(mào)易和外商直接投資路徑溢出的國外研發(fā)資本，也形成了對全要素生產(chǎn)率的正向影響。根據(jù)模型（4）、（7）和（5）的回歸結(jié)果，對外直接投資、進口貿(mào)易和外商直接投資每上升一個百分點，分別引致全要素生產(chǎn)率顯著提高0.0163%、0.0176%和0.0227%。縱觀上述四種技術(shù)提升途徑，尤以對外直接投資的技術(shù)進步效果最弱，造成這種現(xiàn)象的緣故可能是我國對外直接投資起步較晚，尚處在發(fā)展探索和轉(zhuǎn)型階段以及投資行業(yè)、地域結(jié)構(gòu)有待完善和調(diào)整等。

此外，從吸收能力方面來看，模型（4）-模型（7）的回歸結(jié)果分別顯示了人力資本、知識產(chǎn)權(quán)保護程度、技術(shù)差距和研發(fā)強度對逆向技術(shù)溢出效果的影響。表3中四個交互項的影響系數(shù)顯著為正，即人力資本、知識產(chǎn)權(quán)保護程度和研發(fā)強度與逆向溢出的國外研發(fā)資本的交互項每增加1%，國內(nèi)全要素生產(chǎn)率分別增長0.0382%、0.0153%和0.0266%，技術(shù)差異每縮小一個百分點將提高全要素生產(chǎn)率0.0075%。這說明以上四種吸收能力影響因子與國外溢出的研發(fā)資本存量形成協(xié)同效應(yīng)，并顯著地促進了對外直接投資逆向技術(shù)溢出效果的釋放。因此，國內(nèi)需在逐步縮小國內(nèi)外技術(shù)差距的同時，不斷加強研發(fā)投入，提高人力資本儲備水平和知識產(chǎn)權(quán)保護強度，以此來在更大程度上發(fā)揮對外直接投資逆向技術(shù)溢出效果，服務(wù)國內(nèi)技術(shù)進步和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。

三、結(jié)論及建議

綜上所述，本文獲得如下幾點研究結(jié)論：首先，我國對外直接投資存在明顯的技術(shù)獲取動機，并且通過逆向技術(shù)溢出效應(yīng)顯著地影響了國內(nèi)全要素生產(chǎn)率水平，但影響程度不及國內(nèi)自主研發(fā)、進口貿(mào)易和外商直接投資。盡管影響程度相對微小，逆向技術(shù)溢出所發(fā)揮的積極和顯著作用是明顯的。其次，我國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)還受到多重因素的影響。人力資本水平、技術(shù)差距以及國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護力度等形成了對逆向技術(shù)溢出效果的顯著影響，人力資本水平每上升一個百分點將引起全要素生產(chǎn)率水平增進0.0382%；技術(shù)差距程度與逆向技術(shù)溢出效應(yīng)之間呈正向變動趨勢，即兩國技術(shù)差距越大則逆向技術(shù)溢出效果越明顯，表現(xiàn)為技術(shù)差距每擴大1%將引致國內(nèi)技術(shù)進步0.0075%。此外，國內(nèi)知識產(chǎn)權(quán)保護力度的強弱也會對逆向技術(shù)溢出效應(yīng)產(chǎn)生一定的影響。具體來看，知識產(chǎn)權(quán)保護力度每上升1%將抬高全要素生產(chǎn)率水平0.0153個百分點，有待相關(guān)部門繼續(xù)加強知識產(chǎn)權(quán)保護程度以充分釋放逆向技術(shù)溢出在促進國內(nèi)技術(shù)進步方面的積極作用。

基于上述結(jié)論，提出如下政策建議：首先，著力推進“走出去”國家戰(zhàn)略，積極培育并鼓勵有競爭力的國內(nèi)企業(yè)開展對外直接投資，參與國際競爭和產(chǎn)業(yè)鏈分工，抬高我國自主產(chǎn)品和品牌在國際生產(chǎn)鏈條中的位置，搶占自主研發(fā)和科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略高地，不斷提升我國企業(yè)海外投資的質(zhì)量和水平，為國內(nèi)經(jīng)濟建設(shè)和技術(shù)水平的發(fā)展?fàn)I造優(yōu)質(zhì)的外部環(huán)境。其次，不斷加強宏觀政策扶持力度，在行政審批、稅收和知識產(chǎn)權(quán)保護等方面提供便利和優(yōu)惠；同時，國內(nèi)相關(guān)部門要扎實做好企業(yè)海外投資配套服務(wù)工作，提供信貸、投資信息咨詢、東道國投資風(fēng)險測控等方面的保障，積極拓寬融資渠道，保證資金鏈條的延續(xù)性，降低國內(nèi)企業(yè)海外投融資風(fēng)險，穩(wěn)步提升投資效率和質(zhì)量。第三，合理規(guī)劃投資產(chǎn)業(yè)和區(qū)域布局，將投資重點集中于海外高端技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和先進技術(shù)研發(fā)集聚地，逐步創(chuàng)新對外直接投資進入方式，綜合運用綠地投資、跨國并購和海外聯(lián)合研發(fā)中心等多種形式嵌入前沿技術(shù)研發(fā)地帶，促進科研人員之間的交流和溝通，加強技術(shù)研發(fā)等方面的互動和信息共享，有效釋放先進技術(shù)對我國海外企業(yè)的逆向溢出效果，為加快國內(nèi)技術(shù)進步做好充分準備。最后，加大國內(nèi)自主研發(fā)方面的支持力度和投入強度，積極推動國內(nèi)各領(lǐng)域和主體的自主創(chuàng)新行為，密切跟蹤國際前沿技術(shù)的發(fā)展動態(tài)，轉(zhuǎn)變研發(fā)思維，創(chuàng)新研發(fā)思想，實現(xiàn)與高端技術(shù)的有效對接，提升國內(nèi)自主創(chuàng)新的質(zhì)效和水準。此外，還要穩(wěn)步提高國內(nèi)教育水平和質(zhì)量，加強自主創(chuàng)新人才建設(shè)，積極做好研發(fā)人才的選拔、培養(yǎng)和引進工作，推進與海外科研機構(gòu)人員的交流和往來，增強對海外先進技術(shù)的吸收和再創(chuàng)新能力，夯實國內(nèi)技術(shù)進步基礎(chǔ)。

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Abstract：OFDI is an effective path of a country to use technology spillover effect for realizing technology progress. By using L-P model for reference， selecting TFP as index of technology progress， and taking the total factor productivity as a measure index of technology progress，the paper analyzes the influence degree and factors of OFDI′s reverse technology spillover on the base of OFDI data between 1985 and 2013. The results show that China′s OFDI can produce reverse technology spillover effect significantly， namely the OFDI increase for each additional 1% will improve TFP by 0.063%，and the effect degree is less than domestic R&D，F(xiàn)DI and import； in addition， the reverse technology spillover effect is also affected by human capital level，R&D strength，technology gap and the intellectual property protection degree etc.

Key words：OFDI； reverse technology spillover； technology progress

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）