對外直接投資對母國的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)——基于東亞新興經(jīng)濟(jì)體的實(shí)證研究

張海波,俞佳根

(浙江萬里學(xué)院商學(xué)院,浙江 寧波 315100)

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

“技術(shù)尋求”已經(jīng)成為企業(yè)對外直接投資的主要動因之一[1]。Fosfuri andMotta(1985)通過模型研究發(fā)現(xiàn),只要通過技術(shù)外溢效應(yīng)獲得領(lǐng)先者技術(shù)的可能性足夠高,即使是技術(shù)落后企業(yè)投資海外也有利可圖[2]。Nigel Driffield and James H.Love(2003)分析英國制造業(yè)對外直接投資的研究[3]、Lee Branstetter(2000)考察日本對美國直接投資的研究[4]、James H.Love(2003)對美國和OECD國家雙向直接投資的研究[5],都表明對外直接投資對母國具有較為明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

盡管一些學(xué)者 (Fosfuri,1999;Shige Makino,2007)認(rèn)為,發(fā)展中國家企業(yè)對外直接投資具有明顯的 “技術(shù)尋求”特征[6][7],但鮮有學(xué)者系統(tǒng)地研究發(fā)展中國家企業(yè)對外直接投資對母國的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。Lecraw(1993)研究了印度尼西亞企業(yè)對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng),認(rèn)為通過收購發(fā)達(dá)國家的企業(yè)可以獲得對方的技術(shù)和銷售渠道,從而改善企業(yè)的經(jīng)營績效[8]。Pradhan、Jaya Prakash and Neelam(2008)針對印度汽車企業(yè)的研究表明,投資于發(fā)達(dá)國家的對外直接投資產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于發(fā)展中國家,合資方式產(chǎn)生的溢出效應(yīng)強(qiáng)于 “綠地投資”[9]。

近幾年,隨著中國對外直接投資規(guī)模的擴(kuò)大,國內(nèi)相關(guān)學(xué)者分別從理論和實(shí)證方面探討了中國企業(yè)對外直接投資對國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的影響,主要有兩種觀點(diǎn):一種觀點(diǎn)認(rèn)為對外直接投資推動了中國技術(shù)水平的提升[10][11][12];另一種觀點(diǎn)認(rèn)為中國企業(yè)對外直接投資對母國沒有產(chǎn)生明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[13]。

綜合來看,國外學(xué)者主要基于發(fā)達(dá)國家研究對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng),對發(fā)展中國家缺乏系統(tǒng)的深入研究;國內(nèi)學(xué)者主要研究中國企業(yè)的對外直接投資,并且相關(guān)研究大多采用回歸分析、協(xié)整分析等靜態(tài)研究方法,而對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)具有動態(tài)性和滯后性,顯然靜態(tài)分析方法不能準(zhǔn)確地研究對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。本文在利用索洛剩余法測算東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))全要素生產(chǎn)率 (TFP)的基礎(chǔ)上,采用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解等方法,動態(tài)分析對外直接投資對母國技術(shù)進(jìn)步的影響程度及影響路徑,并進(jìn)行比較分析。

二、全要素生產(chǎn)率測算

在實(shí)證分析中,由于無法直接度量技術(shù)溢出效應(yīng),學(xué)者們都是用一些大致相近的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來測算,其中采用全要素生產(chǎn)率 (TFP)來測算技術(shù)溢出效應(yīng)是最為合適的一種方法。

假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)符合柯布-道格拉斯函數(shù),經(jīng)濟(jì)增長方式為?？怂怪行?且規(guī)模報酬不變。

對 (1)式兩邊同時除以Lt,取自然對數(shù)后可得到待估模型:

式 (1)、(2)中,Yt代表t時期的經(jīng)濟(jì)總規(guī)模,用一國 (地區(qū))國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示;技術(shù)進(jìn)步由At表示,且At=A0emt;m代表技術(shù)進(jìn)步率;Lt表示t時期的勞動投入,用經(jīng)濟(jì)活動人口數(shù)表示;Kt表示t時期的資本投入,用全社會固定資產(chǎn)投資來表示;ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。式 (2)中相關(guān)變量數(shù)據(jù)均來源于世界銀行的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫,本文借助東亞新興經(jīng)濟(jì)體各個國家 (地區(qū))1980-2009年的時序數(shù)據(jù),根據(jù)式 (2)進(jìn)行回歸分析,可以求得回歸系數(shù) (資本產(chǎn)出彈性)β(見表1所示)。

表1 東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))資本產(chǎn)出彈性 (β值)

其中,TFP代表全要素增長率,gy代表國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率,gl為經(jīng)濟(jì)活動人口投入的增長率,gk為全社會固定資產(chǎn)投資的增長率,式 (3)中各變量的數(shù)值根據(jù)式 (2)中各變量的原始數(shù)據(jù)采用環(huán)比的計(jì)算方法而得出 (以1980年為基期)。結(jié)合表1的回歸系數(shù)β,依據(jù)式 (3)可以計(jì)算東亞新興經(jīng)濟(jì)體各個國家 (地區(qū))的TFP(見表2所示)。

根據(jù)索洛增長速度方程,對式 (2)進(jìn)行整理后可以得到式 (3):

三、實(shí)證結(jié)果及分析

本文采用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解方法,動態(tài)性地研究對外直接投資對母國的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)?？紤]到變量之間數(shù)據(jù)的耦合性問題,本文以1980年為基期,采用環(huán)比方法計(jì)算對外直接投資存量的增長率,以此代表東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))對外直接投資規(guī)模的變動。本文研究時間范圍為1980-2009年,東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))對外直接投資存量的原始數(shù)據(jù)來源于UNCTAD(2010)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用VAR模型進(jìn)行計(jì)量分析,首先要求變量具有平穩(wěn)性,否則會出現(xiàn) “偽回歸”現(xiàn)象。本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法分別對東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))對外直接投資存量的變動率和全要素增長率進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果看都通過了顯著性檢驗(yàn),表明兩個變量都具有平穩(wěn)性。

表2 東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))的全要素生產(chǎn)率 (TFP)

表3 東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))TFP和ODI的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

(二)VAR模型分析

根據(jù)VAR模型的建模方法,本文采用的VAR模型為

其中,TFP是內(nèi)生變量向量,ODI是外生變量向量,A1、A2、…、An和B1、B2、…、Bn是待估的系數(shù)矩陣,δ是隨機(jī)擾動向量,n為模型滯后階數(shù)。依據(jù)式 (4),以TFP為被解釋變量,以TFP和ODI的n階滯后變量作為解釋變量,依據(jù)OLS方法進(jìn)行回歸分析 (見表4所示)。從回歸結(jié)果看,調(diào)整R2表明方程擬合優(yōu)度良好,對模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn),得到特征方程全部根的倒數(shù)值都在單位圓內(nèi),表明VAR模型是穩(wěn)定的。經(jīng)檢驗(yàn)各擾動項(xiàng)不與其滯后值相關(guān),經(jīng)White檢驗(yàn)顯示也不存在異方差,模型效果良好,因此可以對VAR模型做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析。

表4 東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))VAR模型分析結(jié)論

(三)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

基于脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可以獲得東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))對外直接投資變動與全要素生產(chǎn)率變動之間的相互沖擊動態(tài)響應(yīng)路徑 (如圖1所示)。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù),縱軸分別表示響應(yīng)幅度,實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),虛線表示正負(fù)兩倍的標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1 東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖1(a)表明在短期內(nèi)菲律賓對外直接投資變動會對TFP產(chǎn)生正面影響,以后各期逐漸遞減,但一直都呈現(xiàn)正效應(yīng),直到第4期以后影響逐漸消失。圖1(b)表明在短期內(nèi)中國對外直接投資變動對TFP產(chǎn)生負(fù)效應(yīng),以后各期負(fù)效應(yīng)逐漸減少,直至第3期以后負(fù)效應(yīng)消失。圖1(c)表明在初期香港對外直接投資變動對TFP產(chǎn)生正向沖擊,但在短期內(nèi)迅速轉(zhuǎn)變成負(fù)效應(yīng),從第2期之后負(fù)效應(yīng)逐漸降低,到第5期后逐漸消失。圖1(d)表明對外直接投資變動在短期內(nèi)對韓國TFP的沖擊效應(yīng)為負(fù),在第2期以后逐漸轉(zhuǎn)為正效應(yīng),第3期之后正效應(yīng)逐漸降低,并逐漸消失。圖1(e)表明泰國對外直接投資變動對TFP的沖擊效應(yīng)在短期內(nèi)為負(fù)且日趨明顯,到第2期以后逐漸降低,到第3期轉(zhuǎn)為正效應(yīng),第4期后正效應(yīng)逐漸消失。圖1(f)表明初期對外直接投資變動對馬來西亞TFP沖擊效應(yīng)為負(fù),在第2期負(fù)效應(yīng)最大,以后逐漸轉(zhuǎn)為正效應(yīng),到第3期正效應(yīng)最大,之后逐漸消失。圖1(g)表明初期對外直接投資對印度尼西亞TFP的沖擊效應(yīng)為正,在第2期以后逐漸消失,并在第3期后轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng),之后逐漸消失。圖1(h)表明在短期內(nèi)對外直接投資對新加坡TFP的沖擊效應(yīng)迅速由負(fù)效應(yīng)轉(zhuǎn)為正效應(yīng),第3期后又產(chǎn)生短暫的負(fù)效應(yīng),之后逐漸消失。

總體來看,中國對外直接投資變動對TFP產(chǎn)生的沖擊效應(yīng)一直為負(fù)直至消失,而菲律賓對外直接投資變動對TFP產(chǎn)生的沖擊效應(yīng)始終為正,并逐漸消失。東亞新興經(jīng)濟(jì)體其他國家 (地區(qū))對外直接投資變動對母國TFP的沖擊效應(yīng)都經(jīng)歷正向與負(fù)向之間的轉(zhuǎn)換,其中香港多數(shù)期間都表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng),而韓國和印度尼西亞主要表現(xiàn)為正效應(yīng),泰國和馬來西亞對外直接投資變動對母國TFP的沖擊效應(yīng)都是先正后負(fù),而新加坡表現(xiàn)為先負(fù)后正,最后消失。

(四)方差分解分析

為進(jìn)一步了解東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))ODI對TFP的影響程度,我們可以對VAR模型做方差分解分析。本文采用漸近解析法對變量ODI和TFP進(jìn)行方差分解,結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5可以看到,東亞新興經(jīng)濟(jì)體ODI對各個國家 (地區(qū))TFP的影響程度差異較大,香港對外直接投資對全要素生產(chǎn)率的影響程度最大,到第10期達(dá)到了32.3%,韓國在第10期達(dá)到了14.8%。其他國家(地區(qū))ODI對TFP的貢獻(xiàn)普遍較小,均沒有超過10%。中國ODI對TFP的貢獻(xiàn)率最小,到第10期貢獻(xiàn)率只有0.89%,表明中國對外直接投資對TFP幾乎沒有促進(jìn)作用。馬來西亞和泰國ODI對于TFP的影響程度略強(qiáng)于中國,到第10期貢獻(xiàn)率分別為1.38%和1.08%,新加坡ODI對TFP的貢獻(xiàn)率為2.83%,印度尼西亞ODI對于TFP的貢獻(xiàn)率達(dá)到7.88%,僅低于香港和韓國。

四、主要結(jié)論

本文采用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解方法,實(shí)證研究了東亞新興經(jīng)濟(jì)體各國 (地區(qū))對外直接投資對母國逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響路徑及影響程度。研究結(jié)果表明,東亞新興經(jīng)濟(jì)體對外直接投資對母國逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響程度和路徑差異很大,韓國、泰國和馬來西亞對外直接投資對母國逆向技術(shù)溢出效應(yīng)從長期來看具有正效應(yīng),但具有滯后性,在短期內(nèi)表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng),表明對外直接投資對母國逆向技術(shù)溢出具有 “門檻”效應(yīng),在短期內(nèi)不會產(chǎn)生明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng);菲律賓、印度尼西亞和新加坡對外直接投資對母國在多數(shù)時期均能產(chǎn)生較為明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng),僅在個別時期表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng),但不顯著。香港對外直接投資對母國逆向技術(shù)溢出表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng),說明香港跨國企業(yè)對外直接投資在一定程度上引起了 “產(chǎn)業(yè)空心化”。中國對外直接投資對母國沒有產(chǎn)生明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng),主要原因是企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)具有“滯后性”和 “門檻”,我國企業(yè) (尤其是民營企業(yè))較大規(guī)模的對外直接投資近年才開始涌現(xiàn),技術(shù)學(xué)習(xí)和吸收是一個長期的過程,因此需要政府部門加以政策引導(dǎo)。

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