基于東道國(guó)視角的中國(guó)企業(yè)對(duì)歐盟投資的技術(shù)績(jī)效研究

呂萍 邵培瑩

摘要：文章利用2001年～2010年間中國(guó)企業(yè)對(duì)歐盟的直接投資數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)對(duì)外直接投資（OFDI）前后母公司技術(shù)績(jī)效的變化，并分析東道國(guó)技術(shù)資源對(duì)母公司技術(shù)績(jī)效的影響。

關(guān)鍵詞：技術(shù)績(jī)效；東道國(guó)技術(shù)資源；逆向技術(shù)溢出效應(yīng)

一、 引言

目前，學(xué)術(shù)界對(duì)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究可分為兩個(gè)層面。第一層面的基本問(wèn)題是：逆向技術(shù)溢出效應(yīng)是否存在？第二層面的基本問(wèn)題是：哪些因素會(huì)影響逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生？但現(xiàn)有研究多采用產(chǎn)業(yè)、區(qū)域或國(guó)家層面數(shù)據(jù)，并以對(duì)第一層面問(wèn)題的研究為主，鮮有基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)對(duì)第二層面問(wèn)題的實(shí)證研究。

本文通過(guò)對(duì)中國(guó)企業(yè)到歐盟投資的技術(shù)績(jī)效研究，首先檢驗(yàn)對(duì)外直接投資是否使母公司獲得技術(shù)績(jī)效提升，以回答第一層面問(wèn)題；進(jìn)而研究影響母公司技術(shù)績(jī)效的東道國(guó)方面的因素，以探索第二層面問(wèn)題。

二、 文獻(xiàn)回顧和理論假設(shè)

1. 對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性。逆向技術(shù)溢出效應(yīng)由Kogut和Chang（1991）提出。他們發(fā)現(xiàn)，日本企業(yè)對(duì)美國(guó)的投資集中于研發(fā)密集型產(chǎn)業(yè)，并且在市場(chǎng)進(jìn)入模式選擇時(shí)偏好采取合資形式，由此推測(cè)獲取東道國(guó)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)開(kāi)始成為跨國(guó)公司OFDI的重要?jiǎng)訖C(jī)。此后，不少學(xué)者以中國(guó)OFDI的產(chǎn)業(yè)或地區(qū)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，分別從不同行業(yè)、不同東道國(guó)及母公司所在不同地區(qū)等視角出發(fā)，證明了中國(guó)的對(duì)外直接投資存在逆向溢出效應(yīng)。但也有實(shí)證分析得出相反結(jié)論，指出進(jìn)口貿(mào)易及外商在華直接投資能有效促進(jìn)我國(guó)自主創(chuàng)新能力提升，而出口貿(mào)易及外向直接投資的技術(shù)溢出作用不明顯。因此，盡管已有大量研究對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性進(jìn)行探索，但目前仍無(wú)統(tǒng)一結(jié)論。

本文從企業(yè)層面出發(fā)，以母公司技術(shù)績(jī)效為研究對(duì)象，驗(yàn)證對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。如果中國(guó)企業(yè)投資后的技術(shù)績(jī)效相較于投資前的水平有顯著提升，則可以從企業(yè)層面證明對(duì)外直接投資能夠產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1對(duì)外直接投資后，母公司技術(shù)績(jī)效明顯高于投資前水平（靜態(tài)視角）；

H2對(duì)外直接投資后，母公司技術(shù)績(jī)效明顯高于按國(guó)家專利平均增長(zhǎng)率自然增長(zhǎng)的投資后新水平（動(dòng)態(tài)視角）。

2. 對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響因素。

（1）母國(guó)視角——吸收能力。大量研究從母國(guó)角度出發(fā)，研究吸收能力對(duì)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響以及決定吸收能力的因素。劉明霞（2010）指出，決定最終溢出效果的是接收方的吸收能力，其中人力資本和技術(shù)差距是學(xué)術(shù)界較為公認(rèn)的吸收能力的決定性因素。此外，大量實(shí)證研究分析了母國(guó)研發(fā)水平、人力資本、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)制度、基礎(chǔ)建設(shè)、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等因素對(duì)吸收能力進(jìn)而對(duì)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

（2）東道國(guó)視角。Potterie和Lichtenberg（2001）指出，對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)是單向的，其前提條件是東道國(guó)的研發(fā)強(qiáng)度高于母國(guó)水平。Braconier等人（2001）利用瑞典跨國(guó)公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資規(guī)模以及東道國(guó)研發(fā)資本存量與母國(guó)獲得的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)正相關(guān)，故推測(cè)一國(guó)企業(yè)的海外投資越集中于技術(shù)研發(fā)要素充足的東道國(guó)，母國(guó)獲得的逆向技術(shù)溢出就越顯著。Chen等人（2012）以企業(yè)研發(fā)投入作為企業(yè)技術(shù)績(jī)效的衡量指標(biāo)，證實(shí)了東道國(guó)技術(shù)稟賦與母公司技術(shù)能力和技術(shù)績(jī)效存在顯著正相關(guān)關(guān)系，東道國(guó)技術(shù)資源越豐富，對(duì)在該國(guó)投資的母公司技術(shù)績(jī)效的影響越大。在對(duì)中國(guó)的研究中，歐陽(yáng)艷艷（2010）指出，東道國(guó)的研發(fā)資本存量和人均國(guó)民收入是影響中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出程度的主要因素。蔡冬青和周經(jīng)（2012）發(fā)現(xiàn)，我國(guó)對(duì)外直接投資具有顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，而這種溢出受到東道國(guó)研發(fā)投入和人力資本的顯著正向影響，由此建議中國(guó)企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資區(qū)位選擇時(shí)選擇研發(fā)投入多、人力資本充裕的國(guó)家。

（3）其他因素。要研究企業(yè)層面OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，首先對(duì)其過(guò)程進(jìn)行分解。該過(guò)程可分為兩個(gè)階段：第一階段為海外子公司在東道國(guó)進(jìn)行知識(shí)獲取，即技術(shù)溢出的過(guò)程；第二階段是子公司向母公司的內(nèi)部知識(shí)傳遞，即母公司吸收技術(shù)的過(guò)程。本文基于東道國(guó)視角，主要關(guān)注東道國(guó)因素對(duì)母公司的技術(shù)績(jī)效產(chǎn)生的影響，海外子公司作為中間環(huán)節(jié)暫不出現(xiàn)在實(shí)證模型中。

子公司可通過(guò)多種方式受益于東道國(guó)的技術(shù)資源。首先，子公司通過(guò)融入東道國(guó)的產(chǎn)業(yè)供應(yīng)鏈，如對(duì)高科技產(chǎn)品和中間品的采購(gòu)和使用，獲得相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)前沿知識(shí)（Chen et al.，2012）。其次，子公司可以充分利用東道國(guó)的研發(fā)基礎(chǔ)設(shè)施，使得公司內(nèi)部的研發(fā)成本得以分?jǐn)偂Ｔ僬?，子公司通過(guò)吸納當(dāng)?shù)氐娜肆Y本，包括行業(yè)內(nèi)專家、高素質(zhì)的畢業(yè)生、同業(yè)研發(fā)人員等，及時(shí)掌握最新知識(shí)，提升自身研發(fā)能力（趙偉等，2006）。因此，東道國(guó)的技術(shù)資源越豐富，越能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)績(jī)效提升，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)越顯著。然而，東道國(guó)技術(shù)資源過(guò)于豐富，可能導(dǎo)致東道國(guó)和中國(guó)之間的技術(shù)差距增大，子公司和母公司因自身技術(shù)能力所限難以消化吸收，導(dǎo)致模仿學(xué)習(xí)的效果下降，反而不利于母公司技術(shù)績(jī)效提升。故本文提出如下假設(shè)：

H3母公司OFDI后的技術(shù)績(jī)效與東道國(guó)技術(shù)資源之間的關(guān)系是非線性（倒U型）的。

三、 樣本選取和研究變量

1. 樣本篩選。本文從企業(yè)層面出發(fā)，選取2001年～2010年間商務(wù)部核準(zhǔn)的中國(guó)企業(yè)對(duì)歐盟28國(guó)的投資為研究對(duì)象，剔除信息錯(cuò)誤或缺失的事件，剩余1 048例投資事件作為研究第一層面問(wèn)題的樣本。其中，有128例事件的境內(nèi)投資主體為上市公司，為確保樣本公司的可比性，剔除母公司在香港和海外上市的事件，同時(shí)剔除研究期內(nèi)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的事件，剩余69例投資事件作為研究第二層面問(wèn)題的最終樣本。

2. 研究方法和模型。首先，本文通過(guò)比較母公司在投資前后3年內(nèi)專利申請(qǐng)數(shù)均值變化，研究中國(guó)企業(yè)是否通過(guò)對(duì)歐盟的直接投資獲得有效的技術(shù)績(jī)效提升，回答第一層面問(wèn)題。其后，本文采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型，研究母公司技術(shù)績(jī)效與東道國(guó)技術(shù)資源的關(guān)系，探索第二層面問(wèn)題。模型假定如下：

APi=C+α1HSRDi+α2HSRDi2+βACi+δ1SIZEi+δ2AGEi+δ3OWNi+γ1HSMKTi+γ2HMMKTi+γ3HMOPENi+γ4Hofstedei+εi

3. 回歸模型中的變量。

（1）因變量。母公司OFDI后技術(shù)績(jī)效（AP）：OFDI后3年母公司專利申請(qǐng)數(shù)均值。

選擇專利申請(qǐng)數(shù)衡量母公司技術(shù)績(jī)效是因?yàn)閷＠推髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新直接相關(guān)。但專利代表的創(chuàng)新能力有時(shí)滯性，學(xué)術(shù)界一般認(rèn)為企業(yè)技術(shù)能力從投入到產(chǎn)出會(huì)滯后3年～5年。并且，對(duì)外直接投資對(duì)企業(yè)技術(shù)績(jī)效的影響應(yīng)該是很多年，而不僅限于某一年。因此，權(quán)衡上述影響因素和樣本大小后，選擇OFDI后3年內(nèi)均值作為技術(shù)績(jī)效的衡量變量。專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局的“專利信息服務(wù)平臺(tái)”（http：//search.cnipr.com/）。

（2）自變量。東道國(guó)技術(shù)資源（HSRD）：OFDI前3年?yáng)|道國(guó)—行業(yè)研發(fā)投入均值。

技術(shù)知識(shí)既有空間限制又具有行業(yè)特性，因此選用國(guó)家—行業(yè)研發(fā)投入衡量東道國(guó)技術(shù)資源優(yōu)于選用國(guó)家層面研發(fā)投入。數(shù)據(jù)來(lái)源于OECD Statistics（http：//stats.oecd.org/）。

（3）控制變量。控制變量的數(shù)據(jù)來(lái)源于上市公司年報(bào)、World Bank數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、Greet Hofstede（http：//geert-hofstede.com/）等。①母公司吸收能力（AC）：吸收能力本應(yīng)選擇OFDI前3年母公司研發(fā)投入強(qiáng)度均值，但由于上市公司年報(bào)普遍缺乏相關(guān)研發(fā)投入方面的信息披露，此變量以無(wú)形資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比近似代替；②母公司規(guī)模（SIZE）：母公司員工總數(shù)的對(duì)數(shù)；③母公司年齡（AGE）：從母公司注冊(cè)至OFDI發(fā)生年份的差值；④所有權(quán)形式（OWN）：虛擬變量，母公司所有權(quán)為國(guó)有則賦值為1，非國(guó)有則賦值為0；⑤東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模（HSMKT）：OFDI后3年?yáng)|道國(guó)GDP均值的對(duì)數(shù)；⑥母國(guó)市場(chǎng)規(guī)模（HMMKT）：OFDI后3年母國(guó)GDP均值的對(duì)數(shù)；⑦母國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度（HMOPEN）：OFDI后3年母國(guó)進(jìn)出口總額占其GDP比例的均值；⑧文化距離（Hofstede）：Hofstede指數(shù)。

四、 描述性統(tǒng)計(jì)和實(shí)證研究

1. 存在性。AP是OFDI后3年內(nèi)母公司的專利申請(qǐng)數(shù)均值，BP是OFDI前3年內(nèi)母公司的專利申請(qǐng)數(shù)均值，BGP是考慮了全國(guó)專利平均增長(zhǎng)率的同期新水平，其數(shù)值為BP*（1+同期全國(guó)平均專利增長(zhǎng)率）。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

AP均值遠(yuǎn)高于BP均值，說(shuō)明OFDI后，母公司技術(shù)績(jī)效相比自身有較大提升，H1得證，這是靜態(tài)比較OFDI前后絕對(duì)數(shù)值所得的結(jié)果。同時(shí)，AP均值也高于BGP均值，說(shuō)明OFDI后，母公司技術(shù)績(jī)效高于投資前水平以全國(guó)專利平均增長(zhǎng)率自然增長(zhǎng)的同期新水平，H2得證，這是從動(dòng)態(tài)角度比較實(shí)際值與自然增長(zhǎng)的預(yù)期值所得的結(jié)果。由于全國(guó)專利平均增長(zhǎng)率是根據(jù)同期全國(guó)專利申請(qǐng)數(shù)量變化計(jì)算而得，說(shuō)明樣本中企業(yè)專利申請(qǐng)的實(shí)際增長(zhǎng)率高于全國(guó)同期平均水平。兩者之間一個(gè)重要區(qū)別在于是否有對(duì)外直接投資事件的發(fā)生。故推測(cè)，OFDI促進(jìn)了母公司技術(shù)績(jī)效提升。盡管描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中標(biāo)準(zhǔn)差較大，但考慮到母公司的異質(zhì)性，可以接受。

因此，H1和H2得證，說(shuō)明中國(guó)企業(yè)在對(duì)歐盟直接投資后，技術(shù)績(jī)效確實(shí)有所提升，也印證了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在。

2. 影響因素。對(duì)回歸模型中的各變量進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，得到相關(guān)系數(shù)矩陣（見(jiàn)表2）。

從實(shí)證結(jié)果來(lái)（見(jiàn)表3）看，東道國(guó)-行業(yè)研發(fā)水平（HSRD）的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均顯著，并且，一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)。即在其他條件一致的情況下，東道國(guó)技術(shù)資源越豐富，母公司OFDI后技術(shù)績(jī)效越好，獲得的逆向技術(shù)溢出越顯著；但同時(shí)，隨著東道國(guó)—行業(yè)研發(fā)投入繼續(xù)增加，母公司OFDI的技術(shù)績(jī)效不再繼續(xù)提升，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)反而受到抑制。因此，母公司OFDI技術(shù)績(jī)效和東道國(guó)—行業(yè)研發(fā)投入水平呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，H3得證。

然而，與我們預(yù)期相悖的是，母公司吸收能力的系數(shù)顯著為負(fù)，其原因可能是，本文采用企業(yè)的無(wú)形資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比作為吸收能力的代理變量，在中國(guó)會(huì)計(jì)處理中，無(wú)形資產(chǎn)不僅包含部分資本化的研發(fā)投入，還包含土地使用權(quán)、商標(biāo)、軟件等其他項(xiàng)目，因此難以保證其作為吸收能力代理變量的準(zhǔn)確性。同時(shí)，本文選用3年均值進(jìn)行衡量，反映的是母公司在OFDI后短期內(nèi)獲得的技術(shù)績(jī)效。但中國(guó)近年來(lái)OFDI飛速增長(zhǎng)，很多企業(yè)在短期內(nèi)進(jìn)行快速擴(kuò)張和快速國(guó)際化，可能導(dǎo)致吸收能力強(qiáng)的企業(yè)資源配置更為分散，反而難以很好地吸收，使技術(shù)績(jī)效受到抑制。

從表3中還發(fā)現(xiàn)，母公司的企業(yè)規(guī)模對(duì)技術(shù)績(jī)效的提升具有顯著的促進(jìn)作用。母公司規(guī)模越大，技術(shù)績(jī)效提升越明顯，逆向技術(shù)溢出效果越顯著。此外，在其他條件一致的情況下，母公司的國(guó)有性質(zhì)也有利于逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。母公司的規(guī)模及其國(guó)有性質(zhì)，可以在一定程度上反映企業(yè)掌握的資源，基于資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)的資源可以轉(zhuǎn)變成其獨(dú)特的能力，而這些資源和能力是企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的來(lái)源。企業(yè)掌握的資源越豐富，對(duì)外部知識(shí)的學(xué)習(xí)能力越強(qiáng)，吸收效果越好，獲得的技術(shù)溢出效應(yīng)越顯著，技術(shù)績(jī)效提升越明顯。

此外，本文發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模、母國(guó)市場(chǎng)規(guī)模及其經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度、兩國(guó)之間的文化距離、企業(yè)年齡對(duì)母公司OFDI技術(shù)績(jī)效并無(wú)顯著影響。

五、 結(jié)論和建議

1. 研究結(jié)論。針對(duì)第一層面問(wèn)題，本文從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)角度說(shuō)明，對(duì)外直接投資確實(shí)有效促進(jìn)母公司技術(shù)績(jī)效提升，也證明了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性。

針對(duì)第二層面問(wèn)題，首先，母公司OFDI技術(shù)績(jī)效的提升受到東道國(guó)技術(shù)資源的顯著影響，并且兩者呈現(xiàn)非線性（倒U型）關(guān)系。這說(shuō)明東道國(guó)技術(shù)資源的增加會(huì)提升母公司的技術(shù)績(jī)效，促進(jìn)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。但一旦東道國(guó)技術(shù)資源過(guò)高，母公司可能因?yàn)榕c東道國(guó)技術(shù)差距過(guò)大，反而抑制對(duì)技術(shù)溢出的吸收。

其次，母公司OFDI的技術(shù)績(jī)效與其企業(yè)規(guī)模以及所有權(quán)性質(zhì)顯著相關(guān)，母公司規(guī)模越大，或者為國(guó)有企業(yè)，在一定程度上表明母公司掌控的資源較多，在其他條件一致的情況下，技術(shù)績(jī)效提升越明顯，獲得的逆向技術(shù)溢出越多。

最后，母公司的吸收能力對(duì)技術(shù)績(jī)效具有負(fù)向作用，但由于本文對(duì)吸收能力這一變量衡量的局限性，該結(jié)論還有待未來(lái)研究加以驗(yàn)證。

2. 建議。對(duì)外直接投資，尤其是向發(fā)達(dá)國(guó)家的投資，確實(shí)有利于中國(guó)企業(yè)技術(shù)績(jī)效的提升。因此，從政策制定者的角度，應(yīng)該繼續(xù)鼓勵(lì)中國(guó)企業(yè)到發(fā)達(dá)國(guó)家尋求技術(shù)，以提升自身技術(shù)實(shí)力。從企業(yè)角度，企業(yè)規(guī)模及其所有權(quán)性質(zhì)對(duì)其OFDI后技術(shù)績(jī)效提升有顯著影響，結(jié)合資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)“走出去”是提升自身技術(shù)能力的有效途徑，但不可急進(jìn)，應(yīng)先樹(shù)立自身獨(dú)特資源和能力，以便加強(qiáng)外部知識(shí)的吸收效果。

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作者簡(jiǎn)介：呂萍（1980-），女，漢族，黑龍江省哈爾濱市人，中國(guó)科學(xué)院大學(xué)管理學(xué)院副教授，清華大學(xué)管理學(xué)博士，研究方向?yàn)閼?zhàn)略管理；邵培瑩（1988-），女，漢族，浙江省余姚市人，中國(guó)科學(xué)院大學(xué)管理學(xué)院碩士生，研究方向?yàn)橹袊?guó)對(duì)外直接投資。

收稿日期：2015-06-20。