中國對外直接投資與逆向技術(shù)溢出關(guān)系的實(shí)證研究＊

何一鳴 張洪燕

(中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 青島 266100)

近幾年,隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化和中國“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施,技術(shù)尋求成為企業(yè)對外投資的重要?jiǎng)訖C(jī)。由于技術(shù)創(chuàng)新的高投入和高風(fēng)險(xiǎn),僅靠自主創(chuàng)新或引進(jìn)FD I的先進(jìn)技術(shù)是不夠的,市場是換不回核心技術(shù)的,這就需要我們的企業(yè)深入到先進(jìn)科技知識地區(qū)學(xué)習(xí),跟蹤先進(jìn)技術(shù),充分發(fā)揮逆向技術(shù)溢出效應(yīng)以提高產(chǎn)品的技術(shù)含量,提高競爭力。

一、文獻(xiàn)綜述

英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家鄧寧20世紀(jì)80年代初提出投資周期論,對研究發(fā)展中國家的對外投資有重要意義, 1993年將對外直接投資動(dòng)機(jī)分成市場尋求、自然資源尋求、生產(chǎn)效率尋求和戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求四種。接著鄧寧指出對外直接投資可以使跨國公司增強(qiáng)國內(nèi)生產(chǎn)力,強(qiáng)化研發(fā)能力。1998年指出創(chuàng)造性資產(chǎn)尋求型FD I快速增長是企業(yè)對外直接投資動(dòng)機(jī)最顯著的變化,這里的創(chuàng)造性資產(chǎn)包括技術(shù)知識、管理經(jīng)驗(yàn),為企業(yè)對外直接投資奠定了理論基礎(chǔ)。[1]

Kogut和Chang是研究技術(shù)獲取型對外直接投資最早的學(xué)者,第一次提出并實(shí)證分析了“逆向技術(shù)溢出”效應(yīng)。他們基于1976-1987年間日本企業(yè)在美國的對外直接投資,運(yùn)用R＆D差異變量,證實(shí)了技術(shù)尋求型FD I的存在。[2]Jeffrey I.Bernstein, Pierre Mohnen基于1962-1986年間美國和日本貿(mào)易往來的11個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù),運(yùn)用模型分析了美國和日本間的雙向技術(shù)溢出,結(jié)果表明,日本企業(yè)從美國獲得較強(qiáng)的技術(shù)溢出。[3]

Coe和Helpman運(yùn)用R＆D溢出回歸方程,以全要素生產(chǎn)率(TFP)為因變量,本國R＆D資本存量、外國R＆D資本存量為自變量來研究證實(shí)一國的經(jīng)濟(jì)增長不僅取決于本國R＆D資本存量還依賴于外國R＆D資本存量。CH主要研究了進(jìn)出口貿(mào)易所帶來的技術(shù)溢出對經(jīng)濟(jì)增長的作用,通過分析1971-1990年間22個(gè)發(fā)達(dá)國家的面板數(shù)據(jù),證實(shí)貿(mào)易的技術(shù)溢出是存在的。[4]

Van Pottel sberghe和Frank Lichtenberg從兩個(gè)方面改進(jìn)了CH的貿(mào)易溢出R＆D資本的計(jì)量方法。[5]LP運(yùn)用改善的模型,以美國、日本、歐盟11國1971-1990年間的數(shù)據(jù)為樣本,測算了貿(mào)易、引進(jìn)外資和對外直接投資三種渠道所獲得的外國R＆D資本對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn),結(jié)果表明對外直接投資和進(jìn)口是國際技術(shù)溢出的兩種重要渠道,而引進(jìn)外資對東道國技術(shù)進(jìn)步?jīng)]有顯著的影響。同時(shí)指出對外投資引起的技術(shù)溢出是單向的,一國向技術(shù)密集型國家投資可獲得正向的溢出效果,反之卻不會。[6]隨后該模型被廣大學(xué)者用來研究國外R＆D對 TFP的影響,如Linghui Tang,Peter E. Koveos、[7]David T.Coe,Elhanan Helpman,Alexander W.Hoffmaister,如 David T.Coe,Elhanan Helpman,Alexander W.Hoffmaister在CH研究的基礎(chǔ)上,將R＆D溢出模型進(jìn)一步擴(kuò)大,加入了制度變量,樣本規(guī)模擴(kuò)大到1971-2004年間24個(gè)國家。結(jié)果表明,不僅投資、貿(mào)易是技術(shù)溢出的重要渠道,制度的差別也是影響國內(nèi)外R＆D資本溢出的重要因素,容易做生意和高等教育水平高的國家從本國研發(fā)投入、國際研發(fā)溢出、人力資本形成中獲益更多,專利保護(hù)強(qiáng)的國家能獲得更多的技術(shù)溢出,更能提高全要素生產(chǎn)率。[8]

隨著中國對外直接投資規(guī)模的不斷擴(kuò)大,跨國研發(fā)活動(dòng)的興起,“FD I逆向溢出流出效應(yīng)”也引起了國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。然而較多的研究主要集中在“FD I流出”對國家競爭力、經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易等的影響效應(yīng)。技術(shù)尋求型的對外投資的研究主要集中在兩個(gè)方面：一是對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性,二是逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響因素分析。胡藝認(rèn)為對外直接投資是新時(shí)期中國企業(yè)提升技術(shù)能力的渠道,并從理論上分析了該渠道的可行性和相關(guān)條件。[9]孫艷燕基于1987-2005年的樣本數(shù)據(jù),運(yùn)用因子分析法和時(shí)間序列回歸模型相結(jié)合的方法驗(yàn)證了我國技術(shù)獲取型FD I的存在性及其對我國技術(shù)水平發(fā)展的貢獻(xiàn)率。[10]王英和劉思峰在相關(guān)分析基礎(chǔ)上提出外國直接投資、對外直接投資、出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易是逆向技術(shù)溢出的四種渠道。[11]鄒玉娟和陳漓高通過ADF檢驗(yàn)和VAR模型脈沖響應(yīng)分析,結(jié)果表明,我國FDI流出增長率與全要素生產(chǎn)率增長率之間存在一定的協(xié)同關(guān)系,并隨著我國企業(yè)“走出去”步伐的加快,這種協(xié)同關(guān)系會更加明顯。[12]

雖然有些學(xué)者采用理論分析或?qū)嵶C分析證明了我國對外直接投資技術(shù)逆向溢出效應(yīng)的存在性,但對于其影響因素的研究還沒有系統(tǒng)地論述,只有一些零星的研究。其中歐陽艷艷運(yùn)用偏最小二乘回歸模型并借助輔助分析手段分析逆向技術(shù)溢出的影響因素,結(jié)果發(fā)現(xiàn)：東道國的研發(fā)資本存量、人均國民收入和中國的 GDP是影響中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出的三大因素。[13]

二、計(jì)量模型、數(shù)據(jù)處理及回歸結(jié)果分析

基于上述國內(nèi)外研究成果,本文將借鑒CH和LP的研究思路和模型,測算中國1980-2008年間的全要素生產(chǎn)率、研發(fā)資本存量及對外直接投資存量,并建了R＆D溢出回歸模型,以檢驗(yàn)對外直接投資渠道所帶來的資本存量溢出,對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的影響。

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

R＆D溢出回歸模型最早由CH提出,后經(jīng)LP改善,隨后該模型被廣大學(xué)者研究國外R＆D溢出對國內(nèi)TFP的影響。此模型表明,一國的技術(shù)進(jìn)步不僅取決于本國的研發(fā)投入,而且還依賴于國外研發(fā)資本存量的溢出。該模型的形式如下：

其中,i=1,2,3,…,n,代表國家,t=1,2,3,…,代表時(shí)間,logF代表全要素生產(chǎn)率指數(shù),SD代表國內(nèi)R＆D資本存量,SF代表國外R＆D資本存量,αi是常數(shù)項(xiàng),αd是國內(nèi)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的彈性,αf是國外研發(fā)溢出對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響,ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在這里,我們要研究的是對外直接投資(OFD I)所獲得的逆向技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響,因此,我們將該模型轉(zhuǎn)化為如下形式：

其中,O FD Ift與CH模型中的SFit相對應(yīng),表示t時(shí)期我國對外直接投資獲得的外國R＆D資本存量溢出,若β為正,表示對外直接投資對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步有促進(jìn)作用,若β為負(fù),表示我國對外投資并沒有達(dá)到增強(qiáng)國內(nèi)技術(shù)的目的,其他變量含義不變。

(二)變量及數(shù)據(jù)處理

在該模型中我們需要測算的變量有三個(gè),即全要素生產(chǎn)率指數(shù)、國內(nèi)研發(fā)存量及對外直接投資溢出的國外資本存量。

1、全要素生產(chǎn)率(TFP)指數(shù)

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：Y=A KαLβ,其中Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值,K為資本存量,L為勞動(dòng)力投入,α和β分別為資本和勞動(dòng)的貢獻(xiàn)份額,A通常被認(rèn)為是全要素生產(chǎn)率(TFP)。于是,全要素生產(chǎn)率(TFP)的計(jì)算公式為：

在該公式中,Y和L可直接從中國統(tǒng)計(jì)年鑒查到,但資本存量 K沒有直接的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),只能通過測算得到。目前資本存量 K的測算方法并不統(tǒng)一,且有較大差別,這里我們根據(jù)永續(xù)盤存法及張軍和章元、郭慶旺和賈俊雪的計(jì)算結(jié)果得到1980-2008年的資本存量 K。[14][15]

Y=A KαLβ兩邊同時(shí)除以L得

兩邊取對數(shù),再加上誤差項(xiàng),就可以得出索洛增長模型：

對于α和β的值,可根據(jù)雙對數(shù)模型(4)用OLS法估算得出,本文估算的結(jié)果是：α=0.7142,β=0. 2858。郭慶旺和賈俊雪測算的結(jié)果分別為0.6921和0.3079,與本文結(jié)果比較相近。然后將α代入(3)式,即可得到1982-2008年的全要素生產(chǎn)率(TFP)見表1。

2、國內(nèi)研發(fā)存量(S)

由于我國沒有直接統(tǒng)計(jì)公布研發(fā)存量,所以要根據(jù)研發(fā)指出的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出。目前通過中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒能查閱到的R＆D支出最早到到1990年,對于1982-1989年的數(shù)據(jù)有的學(xué)者用國家財(cái)政科學(xué)研究支出代替,有的學(xué)者根據(jù)相鄰三年平均R＆D/GDP比例乘以當(dāng)年 GDP計(jì)算得出,本文借鑒后者方法。

對于研發(fā)存量,本文根據(jù)永續(xù)盤存法來測算,計(jì)算公式為：

式中,t=1,2,3,…,代表時(shí)間,S為年初R＆D資本存量,δ是折舊率,通常假定為5％,R為每年的研發(fā)支出流量。

1982年的R＆D資本存量,本文借鑒 Griliches (1980)提出的方法測算,即：

其中,R0是1982年初的研發(fā)投入,g是1983 -2008年每年R＆D投資支出對數(shù)形式的增長率的平均數(shù)。1982-2008年間國內(nèi)研發(fā)存量見表1。

3、我國對外直接投資(OFD I)

根據(jù)LH模型和其他學(xué)者的做法,我國對外直接投資渠道溢出的國外資本存量額測算公式為：

Qit表示中國流向i國的直接投資,Kit表示i國的固定資本形成總額,Sdit表示i國國內(nèi)R＆D資本存量。國內(nèi)學(xué)者計(jì)算該值時(shí),一般選擇中國累計(jì)對外直接投資前10位的國家為樣本空間。本文考慮到數(shù)據(jù)收集的困難性,決定采用中國對外直接投資存量來代替我國對外直接投資溢出的國外R＆D資本存量。因?yàn)楫?dāng)O FD I增多時(shí),R＆D溢出也會增加,因此,具有一定的可替代性。

由于《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》2003年才開始編制,年限較短,2003年以前的對外直接投資存量很難得到。所以本文選擇聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會公布的中國對外直接投資數(shù)據(jù),由于各國統(tǒng)計(jì)口徑一致,有很大的權(quán)威性和可比性,其數(shù)據(jù)見表1。

為了剔除單位不同造成的影響,將上文提到的全要素生產(chǎn)率(TFP)、國內(nèi)R＆D存量(S)及中國對外直接投資存量(OFD I)各年數(shù)據(jù)按照1882年=100編制,從而得到1982-2008年數(shù)據(jù)(見表1)。

表1 TFP、OFD I及國內(nèi)研發(fā)資本存量(1982年=100)

(三)回歸結(jié)果分析

根據(jù)修改后的R＆D溢出回歸模型和表1中的數(shù)據(jù),用廣義差分法估計(jì),得到的回歸結(jié)果見表2。

表2 回歸結(jié)果

那么,回歸方程可表示為：lnTFPt=-0.269+ 0.982lnStd+0.133lnOFD Itf

三、結(jié)論和啟示

上述回歸模型中,我們可以得到以下兩點(diǎn)結(jié)論。

其一,α=0.982,這說明國內(nèi) R＆D投入對TFP進(jìn)步有重要促進(jìn)作用,并高于對外直接投資的逆向技術(shù)溢出作用。這意味著,對我國來說,自出研發(fā)始終是提高本國技術(shù)水平,增強(qiáng)國家競爭力,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。雖然在開放經(jīng)濟(jì)條件下,我國可以通過各種渠道來獲得國外技術(shù),但是始終要以自主創(chuàng)新為基礎(chǔ)上,提高自主研發(fā)能力,以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。

其二,β=0.133,表示對外直接投資指數(shù)每增加1％,國外技術(shù)溢出就會使全要素生產(chǎn)率指數(shù)提高0.133,這說明對外直接投資對TFP有一定的促進(jìn)作用,但效果不如國內(nèi)研發(fā)投入明顯,這可能是由以下幾點(diǎn)原因造成的：一是數(shù)據(jù)處理問題,本文直接采用對外直接投資存量來代替對外直接投資所吸收的國外R＆D資本溢出,因此可能會造成O FD I反向外溢效應(yīng)的低估。二是投資動(dòng)機(jī)和規(guī)模問題,中國對外直接投資雖然近幾年發(fā)展速度較快,但是投資規(guī)模仍然很小,中國對外直接投資存量只占全球存量的0.9％,占美國的比例也只有4.7％,對外投資與吸引外資的比例(0.391)不僅小于發(fā)達(dá)國家的1. 334,也小于發(fā)展中國家的0.551。投資動(dòng)機(jī)動(dòng)機(jī)也是多樣化的,只有少數(shù)大型企業(yè)的投機(jī)動(dòng)機(jī)是技術(shù)尋求型的,大多數(shù)企業(yè)還是追尋市場和資源的。三是吸收能力問題,世界銀行《2008全球經(jīng)濟(jì)展望：發(fā)展中國家的技術(shù)擴(kuò)散》提出：發(fā)展中國家的技術(shù)擴(kuò)散既取決于其獲得外國技術(shù)的途徑又取決于其吸收技術(shù)的能力,如政府政策和制度的質(zhì)量、人力資本存量、研發(fā)系統(tǒng)等。我國研發(fā)投入不足,研發(fā)重視度也低于美國這樣的發(fā)達(dá)國家,導(dǎo)致自身吸收消化、再創(chuàng)新能力不足,影響了反向技術(shù)溢出效果。

從上述的結(jié)論中,我們可以得到一些啟示,首先,國內(nèi)研發(fā)存量對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用是很大的,因此,我國要加大國內(nèi)研發(fā)投入力度,堅(jiān)持自主創(chuàng)新。其次,對外直接投資對國內(nèi)技術(shù)有一定的積極作用,因此,我國要堅(jiān)持實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略,鼓勵(lì)企業(yè)走出國門,充分利用國內(nèi)和國外兩個(gè)市場,兩種資源。同時(shí)要發(fā)揮好政府的引導(dǎo)作用,逐步引導(dǎo)企業(yè)從資源尋求型對外直接投資走向技術(shù)尋求型對外直接投資,增加對研發(fā)資本存量較高國家的投資,充分利用國外豐富的研發(fā)資源。

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