中國(guó)對(duì)外直接投資能否產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)？

陳　強(qiáng)，劉海峰，汪冬華，徐　馳

(1.同濟(jì)大學(xué)　經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上?！?00092； 2. 華東理工大學(xué)　商學(xué)院，上?！?00237)

?

中國(guó)對(duì)外直接投資能否產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)？

陳強(qiáng)1，劉海峰1，汪冬華2，徐馳2

(1.同濟(jì)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，上海200092； 2. 華東理工大學(xué)商學(xué)院，上海200237)

摘要：在以往對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的研究中，通常使用的是籠統(tǒng)的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，沒有對(duì)技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資進(jìn)行區(qū)分，因而一定程度影響了研究結(jié)論的精確性。本文采用拓展的LP模型，將中國(guó)技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資作為獨(dú)立的變量，利用主成分回歸方法進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明：國(guó)內(nèi)研發(fā)投入、商品進(jìn)口、外商來華投資、技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資和其它對(duì)外直接投資均對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正面影響，其中外商來華投資的影響顯著高于其它因素，國(guó)內(nèi)研發(fā)投入和商品進(jìn)口的影響居中，技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資和其它類型對(duì)外直接投資也都對(duì)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的正面影響，但程度均較低。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；逆向；技術(shù)溢出；主成分分析

一、引言

2014年，中國(guó)對(duì)外直接投資(以下簡(jiǎn)稱ODI)流量達(dá)到約1231億美元，首次超過外商來華投資(以下簡(jiǎn)稱FDI)的1012億美元流量，標(biāo)志著中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)合作乃至總體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平進(jìn)入了一個(gè)新的階段。學(xué)術(shù)界認(rèn)為投資母國(guó)進(jìn)行ODI時(shí)，可以通過示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和交流培訓(xùn)效應(yīng)等獲取國(guó)外的技術(shù)溢出，但這類結(jié)論主要出自針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家所進(jìn)行的研究，而中國(guó)現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)和科技發(fā)展水平相對(duì)落后，ODI存量尚小，技術(shù)尋求型投資的比重低，學(xué)習(xí)、吸收和再創(chuàng)新的能力有限。在這種情況下，中國(guó)獲取逆向技術(shù)溢出的效果究竟如何，亟待深入研究。對(duì)此問題的解答關(guān)系到企業(yè)發(fā)展策略和國(guó)家大政方針，是學(xué)術(shù)界、產(chǎn)業(yè)界以及政府所關(guān)注的問題。

國(guó)外學(xué)者關(guān)于ODI的研究始于20世紀(jì)60年代，但針對(duì)其逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究是在20世紀(jì)90年代才興起的。Kogut等(1991)[1]發(fā)現(xiàn)日本針對(duì)美國(guó)的ODI對(duì)日本產(chǎn)生了技術(shù)溢出。Neven 等(1996)[2]發(fā)現(xiàn)美、日對(duì)法、德、英、意等國(guó)的ODI產(chǎn)生了逆向技術(shù)溢出。Head等(1999)[3]發(fā)現(xiàn)日本在美國(guó)的ODI促進(jìn)了日本的技術(shù)進(jìn)步。Lichtenberg等(2001)[4]對(duì)美、日、歐盟等的ODI研究也發(fā)揭示了顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。Branstetter(2006)[5]針對(duì)日本對(duì)美國(guó)的ODI研究發(fā)現(xiàn)了雙向的技術(shù)溢出。Pradhan等 (2009)[6]發(fā)現(xiàn)印度汽車產(chǎn)業(yè)的ODI產(chǎn)生了明顯的逆向技術(shù)溢出。Nigel Driffield等(2009)[7]在英國(guó)的ODI中也發(fā)現(xiàn)了逆向溢出效應(yīng)。不過，也有少量實(shí)證研究的結(jié)論是逆向溢出效應(yīng)不存在或不顯著。如，Braconier等 (2001)[8]對(duì)瑞典ODI的研究沒能檢測(cè)出其對(duì)瑞典國(guó)內(nèi)生產(chǎn)率有促進(jìn)作用。Gwanghoon Lee等(2006)[9]對(duì)OECD國(guó)家ODI的研究得出了技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著的結(jié)論。Bitzer等(2008)[10]對(duì)OECD國(guó)家的研究發(fā)現(xiàn)，不同國(guó)家的ODI在獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)方面差異較大，法、英、日等產(chǎn)生了顯著的正面作用，而加、德、韓等卻沒有。Dierk Herzer(2010)[11]針對(duì)一批發(fā)展中國(guó)家ODI的實(shí)證研究也得出逆向溢出效應(yīng)因國(guó)家而不同的結(jié)論?？梢钥吹?，研究結(jié)論以發(fā)現(xiàn)顯著的逆向溢出效應(yīng)為多，但也有少量認(rèn)為此效應(yīng)不顯著或不存在的判斷。國(guó)外學(xué)者在此方面的研究主要是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，很少針對(duì)發(fā)展中國(guó)家，有關(guān)中國(guó)的情況更是鮮有反映。

關(guān)于中國(guó)ODI獲取逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的實(shí)證研究起步較晚，興起于本世紀(jì)初，主要由國(guó)內(nèi)學(xué)者開展，并且結(jié)論存在較多分歧。趙偉等(2006)[12]、劉凱敏等(2007)[13]、李有(2009)[19]、劉明霞(2009)[15]、周春應(yīng)(2009)[16]、何一鳴等(2011)[17]、龔艷萍等(2009)[18]、吳先明等(2009)[19]、常玉春(2011)[20]、蔣冠宏等 (2013)[21]的研究認(rèn)為中國(guó)ODI存在顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。高敏雪等(2004)[22]、劉明霞等(2009)[23]、汪斌等(2010)[24]、屈展(2011)[25]、沙文兵(2012)[26]等的研究認(rèn)為中國(guó)ODI存在逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，但地區(qū)差異較大。不過，也有不少研究沒能得出存在顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的結(jié)論。如：王英等(2008)[27]、鄒玉娟等(2008)[28]、白潔(2009)[29]、李平等(2009)[30]、闞大學(xué)(2010)[31]、劉偉全 (2010)[32]、肖文等(2011)[33]、李梅(2012)[34]、仇怡等(2012)[35]的研究認(rèn)為中國(guó)ODI獲取逆向技術(shù)溢出的效應(yīng)微弱或不明顯。此外，張宏等(2008)[36]的研究認(rèn)為中國(guó)ODI是否產(chǎn)生了逆向技術(shù)溢出效應(yīng)還得不出定論。周游(2009)[37]、李梅等(2011)[38]、吳淼淼(2011)[39]則認(rèn)為中國(guó)ODI還沒有產(chǎn)生逆向溢出效應(yīng)，甚至認(rèn)為ODI對(duì)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的抑制作用反而大于促進(jìn)作用。

可以看到，許多研究結(jié)論是不顯著甚至是負(fù)面的，其原因可能主要有兩方面：一是客觀上，中國(guó)ODI尚處于發(fā)展的初級(jí)階段，大部分研究的時(shí)段在2011年之前，當(dāng)時(shí)ODI的流量與存量與FDI都相去甚遠(yuǎn)，而且其中技術(shù)尋求型ODI的比重很小，加之國(guó)內(nèi)消化吸收再創(chuàng)新的能力較弱，因而難以產(chǎn)生顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)；二是方法上，以往利用宏觀數(shù)據(jù)的研究所采用的基本都是回歸分析的方法，而ODI、FDI、國(guó)內(nèi)研發(fā)投入、進(jìn)口貿(mào)易等數(shù)據(jù)間往往存在較為嚴(yán)重的共線性問題，使用一般的回歸分析方法來處理這些數(shù)據(jù)往往會(huì)有問題；三是數(shù)據(jù)上，以往許多研究采用的都是籠統(tǒng)的中國(guó)ODI數(shù)據(jù)，沒能區(qū)分技術(shù)尋求型ODI和其它類型的ODI，這種情況下進(jìn)行的實(shí)證分析很可能會(huì)影響對(duì)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的有效估計(jì)。

上述三個(gè)問題中，除第一個(gè)是客觀事實(shí)外，后兩個(gè)則是主觀層面的問題，分別涉及分析方法和數(shù)據(jù)視角兩個(gè)方面。本研究嘗試用主成分回歸分析的方法來克服各變量存在共線性問題，用新的數(shù)據(jù)視角來改進(jìn)對(duì)數(shù)據(jù)的加工和使用，以期更為合理地回答關(guān)于中國(guó)的ODI能否產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)這個(gè)問題。

首先討論數(shù)據(jù)視角問題。事實(shí)上，就投資的目的和性質(zhì)而言，有很多ODI是難以產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的，比如對(duì)非洲的礦產(chǎn)、油氣等自然資源的投資。因而在研究逆向技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，如果僅僅采用籠統(tǒng)的數(shù)據(jù)，對(duì)投資目的、國(guó)別、行業(yè)等不加區(qū)分，那么所得的結(jié)論很可能是粗略、有偏的。為此，需要盡可能合理地剝離出技術(shù)尋求型ODI，并估計(jì)其產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。遺憾的是，中國(guó)官方公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)沒有給出技術(shù)尋求型ODI的具體信息。在內(nèi)涵上，技術(shù)尋求型ODI是以獲取東道國(guó)的技術(shù)信息、管理經(jīng)驗(yàn)、智力資本、研發(fā)裝備和機(jī)構(gòu)等科技資源為目標(biāo)，以新建、并購(gòu)或聯(lián)合海外研發(fā)機(jī)構(gòu)為手段，以提升企業(yè)技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)力為目的的跨境資本輸出行為[40]。若根據(jù)國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)的行業(yè)劃分來看，“制造業(yè)”、“科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)”、“信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)”這三個(gè)行業(yè)最具科技色彩，盡管它們并不能囊括所有的科技型ODI，但其科技色彩顯著高于其它行業(yè)，因而較傳統(tǒng)使用的籠統(tǒng)的數(shù)據(jù)而言，若將此三個(gè)行業(yè)的數(shù)據(jù)剝離出來，將能近似地反映科技型ODI的總體情況和變化趨勢(shì)。

此外，學(xué)術(shù)研究也表明：那些以尋找低成本為目標(biāo)的ODI不可能發(fā)生大的溢出效應(yīng)[41]，也就是說，大多數(shù)下行投資(針對(duì)相對(duì)落后國(guó)家和地區(qū)的投資)不太可能產(chǎn)生溢出效應(yīng)。本研究認(rèn)為，如果將ODI分為上行投資和下行投資，那么，前述三個(gè)行業(yè)中具有技術(shù)尋求特點(diǎn)的投資主要集中在對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的上行投資中，而在絕大部分下行投資中，中國(guó)企業(yè)的投資動(dòng)機(jī)是發(fā)揮技術(shù)優(yōu)勢(shì)、利用當(dāng)?shù)氐牧畠r(jià)資源、開拓當(dāng)?shù)啬酥羾?guó)際市場(chǎng)，基本不具有技術(shù)尋求的特點(diǎn)。因此，本研究將中國(guó)在制造業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)、信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)這三個(gè)行業(yè)中的上行投資的數(shù)據(jù)剝離出來，作為中國(guó)技術(shù)尋求型ODI的代理變量，用于分析逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

二、實(shí)證模型

在研究技術(shù)溢出效應(yīng)時(shí)，學(xué)界廣為認(rèn)同并采用的經(jīng)典模型是由Coe和Helpman創(chuàng)立的C-H模型，以及由Potterie和Lichtenberg在前者基礎(chǔ)上加以改進(jìn)后所確立的L-P模型。L-P模型與C-H模型在結(jié)論上并沒有顯著差別[42]，加之L-P模型對(duì)數(shù)據(jù)匯總不敏感[43]，使其成為主流的分析模型。該模型把國(guó)際貿(mào)易、FDI和ODI作為獲取外國(guó)技術(shù)溢出的主要渠道[44]，其基本形式如下:

(1)

一國(guó)或地區(qū)獲取外部技術(shù)溢出主要有三個(gè)渠道：進(jìn)口產(chǎn)品和服務(wù)、FDI和ODI[45-47]。本研究對(duì)L-P模型加以拓展，除了同時(shí)囊括上述3個(gè)因素外，還將ODI變量一拆為二，拆分為技術(shù)尋求型ODI和其它ODI兩個(gè)變量，以便分析這兩種不同性質(zhì)的投資在技術(shù)溢出效果上的差異。此外，在模型中用ODI存量數(shù)據(jù)取代了流量數(shù)據(jù)，更加符合溢出效應(yīng)的累積性和長(zhǎng)期性的特點(diǎn)。本研究設(shè)計(jì)模型如下：

(2)

三、變量說明及數(shù)據(jù)處理

由于數(shù)據(jù)的可獲得性，研究中只能選取有限的樣本國(guó)家和地區(qū)進(jìn)行測(cè)算。選取條件如下：一是在研發(fā)投入、對(duì)華出口、對(duì)華投資和接受中國(guó)ODI方面占據(jù)主要份額；二是屬發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)，處于科技水平領(lǐng)先的地位；三是可以獲得相關(guān)的官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

據(jù)此，本研究選取了美國(guó)、歐盟*截至2014年9月，歐盟成員國(guó)共28個(gè)，即法國(guó)、德國(guó)、意大利、荷蘭、比利時(shí)、盧森堡、英國(guó)、丹麥、愛爾蘭、希臘、葡萄牙、西班牙、奧地利、瑞典、芬蘭、馬耳他、塞浦路斯、波蘭、匈牙利、捷克、斯洛伐克、斯洛文尼亞、愛沙尼亞、拉脫維亞、立陶宛、羅馬尼亞、保加利亞、克羅地亞。2003年以后歐盟雖數(shù)次新增成員國(guó)，但鑒于中國(guó)對(duì)這些新增成員的對(duì)外直接投資金額相對(duì)很小，即使忽略這些變化也影響不大，同時(shí)考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的一致性和可獲得性，本文在提及歐盟時(shí)均按上述28個(gè)成員國(guó)來確定數(shù)據(jù)。、香港、加拿大、澳大利亞、新加坡、日本、韓國(guó)、俄羅斯等9個(gè)經(jīng)濟(jì)體(共包括36個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū))。雖然中國(guó)大陸地區(qū)對(duì)開曼群島、英屬維爾京群島的ODI數(shù)量和比例都比較大，但其中避稅或中轉(zhuǎn)性質(zhì)的投資居多，而且這些地區(qū)的科技發(fā)展水平相對(duì)來說并不發(fā)達(dá)，以它們?yōu)槟康牡氐腛DI基本不是以獲取逆向技術(shù)溢出為目標(biāo)的，因此，在測(cè)算ODI和外商直接投資存量時(shí)未納入這兩個(gè)地區(qū)。大陸投向香港的ODI也有部分相似情形，但不同之處在于香港是國(guó)際公認(rèn)的發(fā)達(dá)地區(qū)，擁有多所世界著名的大學(xué)，是全球金融和資訊中心之一。此外，在中國(guó)ODI中，香港占據(jù)了絕大多數(shù)的份額，中國(guó)ODI中的主要并購(gòu)項(xiàng)目也大多通過香港再投資完成，因此本研究沒有剔除中國(guó)大陸對(duì)香港的直接投資。截至2014年年底，以前述9個(gè)經(jīng)濟(jì)體為目的地的ODI的存量占中國(guó)在全球ODI總存量的75.8%*根據(jù)歷年中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)數(shù)據(jù)測(cè)算。。同時(shí)，在來華FDI的總存量中，他們占85.3%*根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的外商直接投資數(shù)據(jù)和世界銀行公布的美元GDP平減指數(shù)測(cè)算。。2014年度中國(guó)從他們進(jìn)口的商品額占中國(guó)全球總進(jìn)口額的64.3%*根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議公布的出口數(shù)據(jù)和世界銀行公布的美元GDP平減指數(shù)測(cè)算。。此外，2014年他們的研發(fā)投入占世界總量的81.6%*根據(jù)世界銀行公布的各國(guó)家、地區(qū)GDP數(shù)據(jù)和研發(fā)投入占GDP的比重測(cè)算(個(gè)別年度、國(guó)家、地區(qū)數(shù)據(jù)不全)。?？梢?，上述9個(gè)國(guó)家和地區(qū)總體上能較好地滿足前述三個(gè)選取條件。下面，對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算。

(一)測(cè)算中國(guó)歷年的全要素生產(chǎn)率TFPt

本研究使用中國(guó)2003-2014年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采用基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型的Malmquist 指數(shù)方法，利用DEAP2.1對(duì)中國(guó)相關(guān)年份的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。計(jì)算中，產(chǎn)出指標(biāo)用GDP代表，投入指標(biāo)則為全國(guó)就業(yè)人數(shù)和資本存量。后者采用Griliches永續(xù)盤存法[48]來估算。為規(guī)避價(jià)格波動(dòng)因素，各年研發(fā)支出和GDP數(shù)據(jù)均處理為2005年不變價(jià)格。相關(guān)數(shù)據(jù)均源自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的網(wǎng)站。測(cè)算結(jié)果如附錄A1所示。

(二)測(cè)算中國(guó)歷年研發(fā)資本存量Std

中國(guó)國(guó)內(nèi)研發(fā)資本的存量也通過永續(xù)盤存法來估算。關(guān)于為研發(fā)資本折舊率δ的取值，國(guó)內(nèi)外學(xué)者多取值為5%，也有部分研究采用了其它數(shù)值，如7.14%、9.6%、10%、13%、15%等，以往的研究表明分析結(jié)果基本不受折舊率取值的影響[48-50]?？紤]到中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增速和物價(jià)指數(shù)(CPI)均顯著高于有關(guān)發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)，并且，研發(fā)資本的折舊一般快于普通的固定資本，本研究借鑒王孟欣的研究[51]，將中國(guó)的研發(fā)資本折舊率δ取值為15%(本研究對(duì)研發(fā)資本折舊率取值7.14%的情況也進(jìn)行了測(cè)算，最后的回歸結(jié)果與取值15%時(shí)的結(jié)果間的差別可以忽略不計(jì)，因而相關(guān)結(jié)果不另作介紹)。相關(guān)測(cè)算結(jié)果見附錄A2。

(三)計(jì)算歷年通過FDI溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量Stfdi

(3)

FDIjt代表t年末中國(guó)獲得的來自j國(guó)的外商來華投資存量；Yjt代表j國(guó)或地區(qū)t年度的GDP，Sjt代表t年末j國(guó)或地區(qū)的研發(fā)資本存量。在計(jì)算相關(guān)發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的研發(fā)資本存量時(shí)，本研究參照學(xué)界普遍采用的做法，取他們的研發(fā)資本折舊率為5%。這是符合發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速較慢、資本折舊率相對(duì)較低這一實(shí)際情況的。測(cè)算結(jié)果見附錄A3。

(四)計(jì)算通過歷年進(jìn)口溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量Stim

(4)

IMjt代表中國(guó)t年度從j國(guó)或地區(qū)進(jìn)口的商品流量。鑒于商品不同于投資，其溢出作用的持續(xù)效力相對(duì)較短，因而本研究中采用流量數(shù)據(jù)。Yjt和Sjt含義同前。相關(guān)測(cè)算結(jié)果見附錄A4。

(五)計(jì)算歷年中國(guó)通過技術(shù)類ODI獲得溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量Sttodi：

(5)

TODIjt代表t年末中國(guó)對(duì)j國(guó)或地區(qū)的技術(shù)類ODI的存量，Yjt和Sjt含義同前。

中國(guó)政府于2003年開始發(fā)布《對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》(以下簡(jiǎn)稱《公報(bào)》)，但早期(2003-2006年度)存在較多數(shù)據(jù)缺失，且部分?jǐn)?shù)據(jù)與實(shí)際情況出入較大，或自身存在沖突，對(duì)此，參考聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議的數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正。此外，本研究對(duì)缺失的部分2003年至2006年間數(shù)據(jù)進(jìn)行了近似估算。相關(guān)測(cè)算結(jié)果見附錄A5。

(六)計(jì)算歷年中國(guó)通過其他ODI獲得溢出的國(guó)外研發(fā)資本存量Stnodi

(6)

NODIjt表示t年末中國(guó)對(duì)j國(guó)或地區(qū)的其他類ODI的存量，Yjt和Sjt含義同前。相關(guān)測(cè)算結(jié)果見附錄A6。

四、實(shí)證分析結(jié)果：

(一)共線性檢驗(yàn)

首先進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，以此確定模型數(shù)據(jù)是否存在多重共線性。相關(guān)性分析結(jié)果見表1所示。

表1　相關(guān)性分析(折舊率取值為15%)

由表1中的數(shù)據(jù)可知，各解釋變量間的相關(guān)性全都達(dá)到90%以上，說明存在嚴(yán)重的多重共線性問題，如果使用普通最小二乘法可能導(dǎo)致嚴(yán)重的偏差。

(二) 主成分分析

能有效克服多重共線性問題的方法主要有主成分回歸法、偏最小二乘法和嶺回歸法等，其中前兩個(gè)更為有效。本研究涉及的變量較少，噪音不復(fù)雜，采用主成分分析法較為適合。

下面就將主成分回歸法引入前述模型，以消除多重共線性問題。首先，使用SPSS軟件對(duì)解釋變量進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Bartlett’s球度檢驗(yàn)。相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　KMO和Bartlett檢驗(yàn)

由表2結(jié)果可見，KMO的檢驗(yàn)值為0.830，大于標(biāo)準(zhǔn)0.6；Bartlett’s 球度檢驗(yàn)的顯著性0.000<0.5，即，在5%的顯著性水平下可以拒絕原假設(shè)，因而本模型可以采用主成分分析的方法。經(jīng)對(duì)各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，計(jì)算出各主成分特征值及貢獻(xiàn)率。相關(guān)結(jié)果如表3所示。

表3　全部方差貢獻(xiàn)分析表

從表3來看，第一個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到97.418%，說明它已經(jīng)基本包含了所有變量具有的信息。這也進(jìn)一步說明了本模型各變量間存在的多重共線性，而且通過主成分分析可以很好地解決這個(gè)問題。因此，本研究只選擇第一個(gè)主成分，各變量的因子載荷矩陣如表4所示。

表4　因子載荷矩陣

從上表可以看出，在主成分上，所有變量都有較高的載荷。將因子載荷除以特征根的平方根，得出主成分系數(shù)。相關(guān)結(jié)果如表5所示。

表5　主成分系數(shù)

在表5中，Z_lnSd表示標(biāo)準(zhǔn)化的lnSd。其他變量同理。由此，主成分可以表示為：

Prin=0.4517Z_lnSd+0.4359Z_lnSfdi+

0.4440Z_lnSim+0.4526Z_lnStodi+

0.4513Z_lnSnodi

(7)

將主成分與標(biāo)準(zhǔn)化的被解釋變量Z_lnTFP進(jìn)行回歸，相關(guān)結(jié)果如表6所示。

表6　主成分回歸結(jié)果

主成分回歸模型的概率P=0.0001<0.05, 說明回歸結(jié)果是顯著的。變量關(guān)系如式(8)：

Z_lnTFP=0.4028Prin

=0.4028×(0.4517Z_lnSd+0.4359Z_lnSfdi+

0.4440Z_lnSim+0.4526Z_lnStodi+

0.4513Z_lnSnodi)

(8)

將標(biāo)準(zhǔn)化回歸方程結(jié)果還原便得到了最終的回歸方程，如式(9)

(9)

從以上主成分回歸結(jié)果可以看出：

1．國(guó)內(nèi)研發(fā)投入、商品進(jìn)口、FDI、技術(shù)類ODI和其它ODI均對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正面影響。這與本研究的預(yù)期，與國(guó)內(nèi)一些類似研究的結(jié)論是十分一致的[20][38]。

2．FDI對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響最大，顯著高于其它因素。FDI存續(xù)時(shí)間長(zhǎng)，投資存量規(guī)模巨大，對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)。商品進(jìn)口和國(guó)內(nèi)研發(fā)投入對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響居中，兩者中商品進(jìn)口的影響略大。我國(guó)進(jìn)口商品一般質(zhì)量和技術(shù)含量均領(lǐng)先于國(guó)內(nèi)產(chǎn)品，其進(jìn)口產(chǎn)生了示范和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，促進(jìn)了國(guó)內(nèi)的模仿和創(chuàng)新，從而推動(dòng)了國(guó)內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步。而國(guó)內(nèi)研發(fā)投入則是自主創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)，是學(xué)習(xí)模仿能力和創(chuàng)新能力的根本，其對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響尚未充分顯現(xiàn)，這可能與國(guó)內(nèi)創(chuàng)新主體的體制機(jī)制和結(jié)構(gòu)所導(dǎo)致的投資效率低下有關(guān)。

3．中國(guó)的技術(shù)類ODI和其它類型ODI都對(duì)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的正面影響，但程度均較低，而且兩者十分接近。這一點(diǎn)出乎預(yù)期，可能的原因有三：一是國(guó)內(nèi)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的偏差。在統(tǒng)計(jì)口徑上，我國(guó)官方統(tǒng)計(jì)的是中國(guó)企業(yè)申報(bào)且獲得批準(zhǔn)的初始的ODI金額，而不是其實(shí)際ODI金額；在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分類上，規(guī)則不統(tǒng)一，隨意性較大。例如，2005 年聯(lián)想以17.5 億美元的代價(jià)收購(gòu)IBM公司的個(gè)人電腦業(yè)務(wù)，但根據(jù)2007年度國(guó)家統(tǒng)計(jì)公報(bào)上的中國(guó)對(duì)美直接投資數(shù)據(jù)，制造業(yè)存量為4.6億、信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)存量為0.55億，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)存量為0.1億，可見有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可能存在較大偏差。事實(shí)上，有許多技術(shù)類ODI被歸入了零售業(yè)、服務(wù)業(yè)等非技術(shù)類ODI。這樣勢(shì)必導(dǎo)致對(duì)技術(shù)類ODI的反向技術(shù)溢出效應(yīng)的低估。二是我國(guó)ODI存量總體偏小，其中對(duì)美國(guó)、歐盟、日本等先進(jìn)國(guó)家的投資占比很低，因而技術(shù)類ODI總量很小，影響了逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的顯現(xiàn)。官建成等的實(shí)證研究也表明中國(guó)的ODI還不是技術(shù)主導(dǎo)型的[52]。三是，至2014年，我國(guó)ODI存量中約53%由國(guó)有企業(yè)貢獻(xiàn)，存在體制機(jī)制短板，與此同時(shí)，本就占比不多的民營(yíng)企業(yè)又多集中于下行投資或勞動(dòng)密集型的低技術(shù)行業(yè)。這也是影響逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的原因。

4．整體上看，回歸結(jié)果表明，中國(guó)針對(duì)前述九個(gè)技術(shù)先進(jìn)國(guó)家和地區(qū)的上行投資，亦即技術(shù)尋求特色的ODI，對(duì)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的正面影響，但作用相對(duì)較弱。

五、結(jié)論和政策建議

(一)我國(guó)ODI同國(guó)內(nèi)研發(fā)投入、商品進(jìn)口和FDI一樣，都對(duì)我國(guó)科技進(jìn)步產(chǎn)生了積極的促進(jìn)，但作用尚不夠突出

ODI與FDI一樣，都能夠通過示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和交流培訓(xùn)效應(yīng)等途徑獲取外方技術(shù)溢出。由于起步早、規(guī)模大，F(xiàn)DI為中國(guó)大陸帶來了包括技術(shù)、資金、管理、渠道等在內(nèi)的多種的資源，使國(guó)內(nèi)科技實(shí)力取得了長(zhǎng)足進(jìn)步，尤其是積蓄了自主研發(fā)能力。相比之下，中國(guó)ODI起步晚、規(guī)模小，并呈現(xiàn)所有制結(jié)構(gòu)不平衡、技術(shù)獲取型投資比例低的特點(diǎn)，雖然取得了逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，但作用仍較弱。隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)和科技實(shí)力的上升，國(guó)內(nèi)外技術(shù)差距縮小，中國(guó)逐步克服技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)。在此新的發(fā)展階段，建議中國(guó)政府一方面繼續(xù)鼓勵(lì)FDI，但主要應(yīng)側(cè)重于更加高端和環(huán)保的高科技型投資；另一方面積極鼓勵(lì)ODI，尤其是技術(shù)尋求型的ODI，為此類活動(dòng)提供更為有利的政策支持。

(二)國(guó)內(nèi)研發(fā)投入對(duì)我國(guó)科技進(jìn)步所產(chǎn)生的推動(dòng)作用低于預(yù)期

國(guó)內(nèi)研發(fā)投入是積累原始創(chuàng)新、引進(jìn)消化吸收再創(chuàng)新和集成創(chuàng)新等自主創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)。有關(guān)研究表明，獲取技術(shù)溢出的關(guān)鍵在于學(xué)習(xí)和消化吸收的能力，只有當(dāng)這種內(nèi)在的能力突破一定的門檻時(shí)，ODI和FDI才能獲取積極的技術(shù)溢出效應(yīng)。我國(guó)研發(fā)投入占GDP的比重于2013年突破了2%，并且仍在持續(xù)上升，但其對(duì)國(guó)內(nèi)科技進(jìn)步的促進(jìn)作用有待進(jìn)一步提升。建議政府繼續(xù)深化包括研發(fā)管理、成果轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化、科技投融資等在內(nèi)的體制機(jī)制改革，以大力提升國(guó)內(nèi)研發(fā)投入的績(jī)效。

(三)中國(guó)ODI中技術(shù)尋求型ODI的比重還很低

中國(guó)對(duì)前述九國(guó)(地區(qū))在三個(gè)技術(shù)類行業(yè)所開展的直接投資呈現(xiàn)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，但其占ODI總存量的比重依然很低，據(jù)筆者估算應(yīng)在6%以內(nèi)。此外，中國(guó)ODI的主體仍是國(guó)有企業(yè)，其在2014年末中國(guó)非金融類ODI存量中占比約53%。國(guó)企在研發(fā)效能上的短板自然會(huì)影響到對(duì)外投資的績(jī)效。上述投資結(jié)構(gòu)上的兩個(gè)問題均在一定程度上影響了逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的獲取。建議政府進(jìn)一步落實(shí)對(duì)于民營(yíng)企業(yè)的普惠政策，在融資、外匯、對(duì)外投資審批、行業(yè)和市場(chǎng)準(zhǔn)入等方面給予他們平等待遇，同時(shí)在國(guó)有企業(yè)體制機(jī)制改革上有所突破，實(shí)現(xiàn)提質(zhì)增效，促進(jìn)他們?cè)讷@取逆向技術(shù)溢出方面發(fā)揮更大的作用。

附錄

附錄A1:2004—2014年中國(guó)的全要素生產(chǎn)率(TFP)

數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站數(shù)據(jù)計(jì)算。

附錄A2：中國(guó)歷年研發(fā)資本存量　單位：美元，2005年不變美元價(jià)格

數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)世界銀行網(wǎng)站的GDP數(shù)據(jù)和OECD網(wǎng)站的美國(guó)GDP平減指數(shù)測(cè)算。

附錄A3：從9國(guó)(地區(qū))FDI獲得的外方研發(fā)資本存量　單位：美元，2005年不變美元價(jià)格

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)前述數(shù)據(jù)計(jì)算。

附錄A4：從9國(guó)(地區(qū))進(jìn)口商品獲得的外方研發(fā)資本存量　單位：美元，2005年不變美元價(jià)格

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)前述數(shù)據(jù)計(jì)算。

附錄A5：對(duì)9國(guó)(地區(qū))進(jìn)行技術(shù)類ODI獲得的外方研發(fā)資本存量　單位：美元，2005年不變美元價(jià)格

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)前述數(shù)據(jù)計(jì)算。

附錄A6：對(duì)9國(guó)(地區(qū))進(jìn)行其他ODI獲得的外方研發(fā)資本存量　單位：美元，2005年不變美元價(jià)格

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)前述數(shù)據(jù)計(jì)算。

參考文獻(xiàn)：

[1] Kogut B, Chang S J. Technological capabilities and Japanese foreign direct investment in the United States[J]. Review of Economics & Statistics, 1991, 73(3):401-13.

[2] Neven D, Siotis G. Technology sourcing and FDI in the EC: An empirical evaluation[J]. International Journal of Industrial Organization, 1996, 14(5):543-560.

[3] Keith Head C, John C Ries, Deborah L Swenson. Attracting foreign manufacturing: Investment promotion and agglomeration[J]. Regional Science and Urban Economics,1999,29(2):197-218.

[4] De La Potterie Bruno van Pottelsberghe, Frank Lichtenberg. Does foreign direct investment transfer technology across borders?[J]. Review of Economics and Statistics, 2001, 83(3): 490-497.

[5] Lee Branstetter. Is foreign direct investment a channel of knowledge spillovers? Evidence from Japan's FDI in the United States[J].Journal of International Economics, 2006, 68(2):325-344.

[6] Pradhan J P, Singh N. Outward FDI and knowledge flows: A study of the Indian automotive sector [J]. International Journal of Institutions and Economies, 2009(1):156-187

[7] Nigel Driffield, James H Love, Karl Taylor. Productivity and labour demand effects of inward and outward foreign direct investment on UK industry[J]. The Manchester School,2009,77:171-203.

[8] Henrik Braconier, Karolina Ekholm, Karen Helene Midelfart Knarvik.In search of FDI transmitted R&D spillovers: A study based on Swedish data[J].Weltwirstchafliches Archiv,2001, 137(4):644-665.

[9] Bitzer J, Kerekes M. Does foreign direct investment transfer technology across borders? new evidence[J]. Economics Letters,2008,100(3):355-358.

[10] Lee G. The effectiveness of international knowledge spillover channels[J]. European Economic Review,2006,50(8):2075-2088.

[11] Dierk Herzer. The long-run relationship between outward foreign direct investment and total factor productivity: evidence for developing countries[J].Journal of Development Studies, 2011, 47(5):767-785.

[12] 趙偉, 古廣東, 何元慶.外向FDI與中國(guó)技術(shù)進(jìn)步：機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J].管理世界,2006(7):53-60.

[13] 劉凱敏, 朱鐘棣.我國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的實(shí)證研究[J].亞太經(jīng)濟(jì),2007(1):98-101,93.

[14] 李有.對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響：基于擴(kuò)展索洛模型的實(shí)證分析[J]. 河南工程學(xué)院學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版, 2009, 24(1):42-44.

[15] 劉明霞.我國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)：基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].國(guó)際商務(wù)：對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào),2009(4):61-67.

[16] 周春應(yīng).對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)吸收能力研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2009(8):47-53.

[17] 何一鳴,張洪燕.中國(guó)對(duì)外直接投資與逆向技術(shù)溢出關(guān)系的實(shí)證研究[J].中國(guó)海洋大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版,2011(1):52-55.

[18] 龔艷萍, 郭鳳華.對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響：文獻(xiàn)回顧與我國(guó)的實(shí)證研究[J].中南大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2009,15(3):378-384.

[19] 吳先明, 糜軍.我國(guó)企業(yè)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家逆向投資與自主創(chuàng)新能力[J].經(jīng)濟(jì)管理,2009(4):57-63.

[20] 常玉春.我國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)外溢：以國(guó)有大型企業(yè)為例的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)管理,2011,33(1):9-15.

[21] 蔣冠宏, 蔣殿春, 蔣昕桐.我國(guó)技術(shù)研發(fā)型外向FDI的“生產(chǎn)率效應(yīng)”：來自工業(yè)企業(yè)的證據(jù)[J].管理世界,2013(9):44-54.

[22] 高敏雪, 李穎俊.對(duì)外直接投資發(fā)展階段的實(shí)證分析：國(guó)際經(jīng)驗(yàn)與中國(guó)現(xiàn)狀的探討[J].管理世界,2004(1):55-61.

[23] 劉明霞, 王學(xué)軍.中國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2009,187(9):57-62,88.

[24] 汪斌, 李偉慶, 周明海.ODI與中國(guó)自主創(chuàng)新：機(jī)理分析與實(shí)證研究[J].科學(xué)學(xué)研究,2010(6):926-933.

[25] 屈展.我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響研究[J].管理學(xué)家學(xué)術(shù)版,2011(6):42-56.

[26] 沙文兵.對(duì)外直接投資、逆向技術(shù)溢出與國(guó)內(nèi)創(chuàng)新能力：基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2012(3):69-74,89.

[27] 王英, 劉思峰.中國(guó)ODI反向技術(shù)外溢效應(yīng)的實(shí)證分析[J].科學(xué)學(xué)研究,2008,26(2):294-298.

[28] 鄒玉娟, 陳漓高.我國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)提升的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2008(5):70-77.

[29] 白潔.對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)：對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率影響的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2009(8):65-69.

[30] 李平, 宋麗麗.FDI渠道的R&D溢出、吸收能力與中國(guó)技術(shù)進(jìn)步：基于一個(gè)擴(kuò)展的LP方法的實(shí)證研究[J].山東大學(xué)學(xué)報(bào),2009(4):25-31.

[31] 闞大學(xué).對(duì)外直接投資的反向技術(shù)溢出效應(yīng)：基于吸收能力的實(shí)證研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理,2010,224(6):53-58.

[32] 劉偉全.我國(guó)OFDI母國(guó)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)研究：基于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的投入產(chǎn)出視角[J].中國(guó)科技論壇,2010(3):96-101.

[33] 肖文, 林高榜.海外研發(fā)資本對(duì)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的知識(shí)溢出[J].世界經(jīng)濟(jì),2011(1):37-51.

[34] 李梅.國(guó)際R&D溢出與中國(guó)技術(shù)進(jìn)步：基于FDI和OFDI傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究[J].科研管理,2012,33(4):86-92,130.

[35] 仇怡, 吳建軍.我國(guó)對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)外溢效應(yīng)研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2012(10):140-152.

[36] 張宏, 趙佳穎.對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究評(píng)述[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2008(2):120-125.

[37] 周游.我國(guó)OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率影響的理論與實(shí)證分析[J].科技與管理,2009,11(2):46-49.

[38] 李梅, 金照林.國(guó)際R&D、吸收能力與對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出：基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2011(10):124-136.

[39] 吳淼淼.中國(guó)技術(shù)獲取型對(duì)外直接投資的逆向溢出效應(yīng)：基于制造業(yè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究[M].上海:復(fù)旦大學(xué),2011:33-43.

[40] 陳強(qiáng), 劉海峰, 李建昌, 余文璨.中國(guó)技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資現(xiàn)狀、問題和政策建議[J].中國(guó)軟科學(xué),2013(11):18-25.

[41] Wolfgang Keller, Stephen R Yeaple. Multinational enterprises, international trade, and productivity growth:firm-Level evidence from the United States[J].The Review of Economics and Statistics，2009, 91(4):821-831.

[42] Lichtenberg Frank R, Pottelsberghe de la Potterie, Bruno V.International R&D spillovers:A comment[J].European Economic Review,1998,42(8):1483-1491.

[43] 高凌云, 王永中.R&D溢出渠道、異質(zhì)性反應(yīng)與生產(chǎn)率:基于178個(gè)國(guó)家面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008(2):65-73.

[44] B van Pottelsberghe de la Potterie,Lichtenberg F.Does foreign direct investment transfer technology across borders？[J].The Reviews of Economics and Statistics,2001,83(3):490-497.

[45] 陳菲瓊, 鐘芳芳, 陳珧.中國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)創(chuàng)新研究[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版),2013,43(7):170-181.

[46] 肖文, 林高榜.海外研發(fā)資本對(duì)中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的知識(shí)溢出[J].世界經(jīng)濟(jì),2011(1):37-51.

[47] 李梅, 柳士昌.對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)：基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J] .管理世界,2012(1):21-32,66.

[48] Griliches Z.Issues in assessing the contribution of research and development to productivity growth[J].Bell Journal of Economics,1979,10:92-116.

[49] David T Coe, Elhanan Helpman. International R&D spillovers[J].European Economic Review，1995,39:859-887.

[50] Griliches, Zvi. R&D and the productivity slowdown[J].American Economic Review,1980,70(2):343-348.

[51] 王孟欣.我國(guó)區(qū)域R&D資本存量的測(cè)算[J].江蘇大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2011,13(1):84-88.

[52] 官建成, 王曉靜.中國(guó)對(duì)外直接投資決定因素研究[J].中國(guó)軟科學(xué),2007(2):59-65.

(本文責(zé)編：海洋)

收稿日期：2015-12-19修回日期：2016-05-27

基金項(xiàng)目：科技部國(guó)際合作項(xiàng)目(自主創(chuàng)新與擴(kuò)大開放的若干關(guān)鍵問題研究)

作者簡(jiǎn)介：陳強(qiáng)(1969-)，男，浙江余姚人，管理學(xué)博士，同濟(jì)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：科技發(fā)展與管理。

中圖分類號(hào)：F062.4

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2016)07-0134-10

Has China’s ODI Induced Reverse Technology Spillover?

CHEN Qiang1, LIU Hai-feng1, WANG Dong-hua2, XU Chi2

(1.Schoolofeconomicsandmanagement,TongjiUniversity,Shanghai200092,China;2.SchoolofBusiness,EastChinaUniversityofScienceandTechnology,Shanghai200237，China)

Abstract：In past literature on China’s overseas direct investment, it is general macro statistical data that were usually used. Technology-sourcing overseas direct investment (ODI) was not indentified and singled out, thus might have biased the conclusion of those researches. This paper uses an expanded L-P model, and takes China’s technology-sourcing ODI as a separate variable when conducting a principal components regression analysis of the technology spillover effect. The study shows that domestic R&D, commodity import, foreign direct investment (FDI), technology-sourcing ODI and other types of ODI all brought about significant positive effect upon TFP. In terms of intensity of the effects, FDI is on the top and far beyond all other factors, domestic R&D and commodity import are in the middle level, while technology-sourcing ODI and other types of ODI are close and both in the lowest level.

Key words:overseas foreign direct investment; reverse; technology spillover; principal components analysis