國內(nèi)R&D支出、國際R&D溢出的產(chǎn)出效應(yīng)與技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)

張永麗++王兵

摘要：基于我國1981～2015年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)模型和技術(shù)溢出模型，對我國R&D支出、FDI、OFDI的產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，R&D支出的產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)均有所減弱，其技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)甚至轉(zhuǎn)為負(fù)向；2003年之后，F(xiàn)DI渠道的國際R&D溢出對我國產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步并沒有單獨(dú)的正向效應(yīng)，而OFDI渠道的國際R&D溢出對我國產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步始終有顯著的正向效應(yīng)；FDI和OFDI正向的產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的顯現(xiàn)需要國內(nèi)R&D的承接吸收。

關(guān)鍵詞：R&D；FDI；OFDI；產(chǎn)出效應(yīng)；技術(shù)溢出效應(yīng)

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.07.04

中圖分類號：F83059 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）07-0016-04

Domestic R&D Expenditure，International R&D Spillovers，

Output Effect and Technological Advancement Effect

ZHANG Yongli，WANG Bing

（School of Business，Northwest Normal University，Lanzhou 730070）

Abstract：Based on Chinese economic data from 1981 to 2015，the relationship among domestic R&D expenditure，F(xiàn)DI，OFDI，output effect and technological advancement effect is empirically analyzed by establishing an extended production function model and an extended technology spillovers regression model. The research results show as follows：domestic R&D capitals effects on total output and technology advancement have been weakened，the technological advancement effect even have been turned negative；from the single effects of FDI and OFDI，international R&D spillovers through FDI has significantly negative effect on Chinese after 2003，but OFDI could generate significant reverse technology spillovers effect and positive output effect during the whole period；FDI and OFDI had significantly positive contribution on total output and technology advancement with domestic R&Ds absorptive capacities.

Key words：R&D；FDI；OFDI；output effect；technology spillovers effect

國家技術(shù)進(jìn)步及經(jīng)濟(jì)發(fā)展很大程度上依賴于國內(nèi)研究與開發(fā)（R&D）投入和對國際R&D溢出的吸收。國內(nèi)R&D投入不僅可以創(chuàng)造新的知識和信息直接促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，而且對承接國際技術(shù)溢出意義重大。外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）是國際R&D溢出的兩條重要渠道[1，2]。FDI承載著發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和前沿管理方法，是發(fā)展中國家及新興經(jīng)濟(jì)體重要的知識來源。OFDI是母國控制國外企業(yè)經(jīng)營管理權(quán)，學(xué)習(xí)、吸收、引進(jìn)、模仿、創(chuàng)新國外先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)母國技術(shù)進(jìn)步及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要途徑。

隨著知識經(jīng)濟(jì)和開放經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，各國不斷加大國內(nèi)R&D投入，并積極承接吸收國際R&D的溢出，以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。以我國為例，R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重持續(xù)提高，2012年R&D經(jīng)費(fèi)支出突破萬億元人民幣，2013年以來R&D支出比重持續(xù)保持在2%以上。據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議（UNCTAD）統(tǒng)計(jì)，2010年以來我國FDI持續(xù)突破1000億美元，OFDI突破600億美元，2013年開始OFDI也突破1000億美元。這說明我國不僅積極實(shí)施外資“引進(jìn)來”戰(zhàn)略，也積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，我國已進(jìn)入吸引外資與對外投資并重的階段?；诖?，本文運(yùn)用我國1981～2015年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)及擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)模型和技術(shù)溢出模型，實(shí)證研究了國內(nèi)R&D支出、FDI、OFDI對我國產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的影響關(guān)系，并通過客觀分析三者的貢獻(xiàn)，提供適時(shí)合理的政策建議。

1文獻(xiàn)綜述

對R&D投入、技術(shù)進(jìn)步及經(jīng)濟(jì)增長的研究，Romer在內(nèi)生增長模型中劃分出R&D部門，突出了R&D投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，開創(chuàng)了內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論研究的先河[3]；Griliches首先區(qū)分了R&D相關(guān)的兩種不同類型的技術(shù)溢出，即租賃溢出和知識溢出[4]；張海洋和Cohen等學(xué)者認(rèn)為R&D具有提高創(chuàng)新能力和吸收能力兩方面的作用[5，6]；王鵬等研究了基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和試驗(yàn)發(fā)展在內(nèi)外研發(fā)中的溢出效應(yīng)[7]。

關(guān)于國際R&D溢出的研究，Grossman等運(yùn)用“內(nèi)生—創(chuàng)新驅(qū)動”增長模型，指出技術(shù)可能通過國際貿(mào)易渠道溢出[8]，被公認(rèn)為是國際技術(shù)溢出的開創(chuàng)性研究[9]。在此基礎(chǔ)上，Coe等使用國際R&D溢出模型驗(yàn)證了G7國家對貿(mào)易伙伴國的R&D投資有積極的溢出效應(yīng)[10]，從而支持了通過貿(mào)易形式的國際技術(shù)溢出假說。Van Pottelsberghe等將對外投資作為溢出渠道引入模型[11]，完善了Coe等的國際R&D溢出模型。之后，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于技術(shù)溢出效應(yīng)的研究大都在二者的研究框架下進(jìn)行，并簡稱CH法和LP法[1，12～16]。此后，Kogut等從投資動機(jī)角度考察了OFDI的東道國技術(shù)溢出現(xiàn)象，其實(shí)證結(jié)論認(rèn)為技術(shù)尋求型OFDI是存在的，并最先提出了逆向技術(shù)溢出的構(gòu)想[17]。其他學(xué)者也提到或?qū)嵶C檢驗(yàn)了關(guān)于FDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的相關(guān)論斷。其中，Van Pottelsberghe等實(shí)證結(jié)論認(rèn)為OFDI是國際技術(shù)溢出的重要渠道，而FDI轉(zhuǎn)化技術(shù)卻是單向的[11]；趙偉等總結(jié)了OFDI逆向技術(shù)溢出的四個(gè)機(jī)制，并通過構(gòu)建FDI逆向技術(shù)轉(zhuǎn)移的（修正）鏈條模擬系統(tǒng)，證明了我國對R&D密集的國家（地區(qū)）的OFDI存在較為明顯的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[12]；馬亞明等從技術(shù)擴(kuò)散的視角，使用單向和雙向擴(kuò)散模型說明了技術(shù)擴(kuò)散的存在[18]，也為技術(shù)尋求型FDI的存在提供了依據(jù)；Hu等指出發(fā)展中國家可通過技術(shù)轉(zhuǎn)化、國內(nèi)R&D投資和FDI三種途徑實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步[19]；魯萬波等實(shí)證檢驗(yàn)了國內(nèi)研發(fā)和人力資本對OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的吸收能力，認(rèn)為OFDI總體上促進(jìn)了我國技術(shù)進(jìn)步[20]。

①考慮到政策因素的滯后性，2003年之前Z值為0，之后為1。

②限于篇幅，未提供變量算法和樣本數(shù)據(jù)表，如有需要可向作者索取。

此外，李燕等認(rèn)為OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)依賴于國內(nèi)FDI增長率，并利用逆向技術(shù)溢出模型和雙門檻效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明兩者之間存在互補(bǔ)關(guān)系[2]；Driffield等運(yùn)用GMM法證明了英國國內(nèi)行業(yè)向國外跨國企業(yè)的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)不僅與東道國產(chǎn)業(yè)的研發(fā)密集度有關(guān)，還受產(chǎn)業(yè)空間集聚的影響[21]；Wang等總結(jié)了R&D活動對經(jīng)濟(jì)的直接和間接效應(yīng)以及引進(jìn)FDI的當(dāng)?shù)毓緩腇DI相關(guān)技術(shù)溢出中受益的四種渠道，并通過實(shí)證證明了R&D存量和FDI對地區(qū)工業(yè)增長顯著正相關(guān)[22]。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文在以下方面進(jìn)行了創(chuàng)新：①用FDI強(qiáng)度FDII和OFDI強(qiáng)度OFDII替代變量FDI和OFDI；②引入了反映政策因素的虛擬變量Z；③將R&D支出存量RDS、FDII與OFDII分別納入擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)模型和技術(shù)溢出模型，并引入了三者的標(biāo)準(zhǔn)化交互項(xiàng)以及三者和Z的交互項(xiàng)，且考慮了滯后效應(yīng)。

2模型構(gòu)造與變量說明

21模型構(gòu)造

為了實(shí)證研究國內(nèi)R&D支出和國際R&D溢出與我國產(chǎn)出及技術(shù)進(jìn)步間的關(guān)系，本文使用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)并假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，即：

Yt=AeρtTκLαtKβt（1）

其中，Y為總產(chǎn)出GDP，Aeρt為移動參數(shù)，T為表示技術(shù)進(jìn)步的函數(shù)，L為人力資本存量，K為固定資本存量，κ為技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出彈性，α和β分別為勞動和資本的產(chǎn)出彈性。

用全要素生產(chǎn)率TFP表示技術(shù)進(jìn)步，則技術(shù)進(jìn)步的函數(shù)關(guān)系式可表示為：

TFPt=A0RDSτt-1FDIIφt-1OFDIIωt-1（2）

其中，A0為參數(shù)，τ、φ、ω分別為RDS、FDII、OFDII的技術(shù)進(jìn)步彈性。

為了擺脫模型混合回歸的嫌疑并考慮到我國加入WTO后政策因素的影響，引入虛擬變量Z①，初步整理可得生產(chǎn)函數(shù)模型和技術(shù)溢出模型：

gdpt=c0+αlt+βkt-1+γ1rdst-1+γ2fdiit-1+γ3ofdiit-1+γ4Zt+ε1t（3）

tfpt=c1+θ1rdst-1+θ2fdiit-1+θ3ofdiit-1+θ4Zt+ε2t（4）

其中，c為常數(shù)項(xiàng)，α、β、γ、θ為待估參數(shù)，ε為殘差項(xiàng)，變量的自然對數(shù)形式用相應(yīng)的小寫字母表示，并考慮了滯后性。

22變量說明

原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《2015年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、世界銀行數(shù)據(jù)庫、UNCTAD數(shù)據(jù)庫，并選取2010年為基期，對全社會固定資產(chǎn)投資TIFA、GDP、K、RDS、FDI和OFDI做了平減處理，然后從中截取1981～2015年TIFA、GDP、L、K、RDS、FDI、OFDI和TFP作為樣本數(shù)據(jù)。其中，使用永續(xù)盤存法（PIM）來估算K和RDS；使用變量FDII和OFDII替代FDI和OFDI，F(xiàn)DII和OFDII被定義為FDI和OFDI與TIFA的比值；使用生產(chǎn)函數(shù)法測算歷年TFP②。

3實(shí)證分析

31變量相關(guān)關(guān)系分析

本文使用Stata 140對變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)，消除多重比較謬誤后的相關(guān)關(guān)系矩陣見表1，其中多數(shù)變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但也有一些變量間沒有顯著相關(guān)關(guān)系。

32模型回歸結(jié)果與分析

本文對式（3）和式（4）兩個(gè)模型回歸時(shí)，考慮了RDS、FDII、OFDII、Z對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的單獨(dú)效應(yīng)和交互效應(yīng)，于是兩個(gè)模型得以擴(kuò)展，且各包含6個(gè)子模型。首先對子模型進(jìn)行OLS回歸，并使用FEGLS法

對存在序列相關(guān)的模型進(jìn)行修正[23]。然后用更具一般性的LM檢驗(yàn)來偵察子模型自相關(guān)問題，其原假設(shè)為殘差序列不存在自相關(guān)，然后使用ADF單位根檢驗(yàn)和白噪聲檢驗(yàn)對殘差項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，12個(gè)子模型F統(tǒng)計(jì)值偏小，P值較大，在005的顯著性水平下均不顯著，故不拒絕原假設(shè)；ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示殘差項(xiàng)均不存在單位根；白噪聲檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除模型1、模型7和模型8外，其余模型的殘差均為白噪聲序列。從模型擬合結(jié)果看，除模型9可能存在模型誤設(shè)外，其他模型擬合效果比較理想。最終回歸結(jié)果見表2和表3。從模型4至模型6和模型10至模型12看，Z對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的正向影響極其顯著，說明2003年以來政策作用對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步具有積極影響。從綜合分析的視角看，本文更偏好模型4、模型6、模型10和模型12的擬合結(jié)果。

321R&D存量對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的單獨(dú)效應(yīng)

模型1中，rds項(xiàng)系數(shù)為正且顯著，rds×Z項(xiàng)系數(shù)為正，說明RDS對產(chǎn)出始終具有正向效應(yīng)，且效應(yīng)增強(qiáng)了。從模型4至模型6看，rds項(xiàng)系數(shù)為正且極其顯著，而rds×Z項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明2003年以后RDS的產(chǎn)出效應(yīng)減弱了，但對產(chǎn)出仍具有正向影響。

模型7和模型10至模型12中，rds項(xiàng)系數(shù)為正且顯著，rds×Z項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且顯著，而且系數(shù)絕對值更大，說明2003年之前RDS對技術(shù)進(jìn)步具有正向效應(yīng)，2003年以后RDS對技術(shù)進(jìn)步具有負(fù)向影響。

對此結(jié)果，可能的解釋是，2003年以來國外技術(shù)大量引進(jìn)，降低了本國自主創(chuàng)新能力，且國內(nèi)R&D承接吸收效率較低，使得引進(jìn)的國外技術(shù)在國內(nèi)并沒有得到更好的發(fā)展；另一可能的解釋是，新科技的研發(fā)創(chuàng)新本身就存在難度大、耗時(shí)長、突破小、效率低的特點(diǎn)。

322FDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的單獨(dú)效應(yīng)

模型2中，fdii項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，fdii×Z項(xiàng)系數(shù)為正，系數(shù)均不顯著，說明2003年之前FDI對產(chǎn)出具有負(fù)向效應(yīng)，2003年以后FDI對產(chǎn)出的影響轉(zhuǎn)為正向。從模型4至模型6來看，fdii項(xiàng)系數(shù)為正又極其顯著，而fdii×Z項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且絕對值更大，說明2003年以后FDI的產(chǎn)出效應(yīng)為負(fù)。

模型10中，F(xiàn)DI對技術(shù)進(jìn)步的年平均貢獻(xiàn)程度從2003年以前的4%下降為-134%；模型12中，F(xiàn)DI對技術(shù)進(jìn)步的年平均貢獻(xiàn)程度從2003年以前的109%下降為-120%，說明2003年以后FDI并不促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。

此結(jié)果支持了蔣仁愛等的實(shí)證結(jié)論，即FDI并不顯著促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步[16]?？赡艿慕忉屖?，中國吸引外資只注重“量”的增加，而忽略了對外資“質(zhì)”的遴選，尤其是中國加入WTO后，中國政府積極推行“市場換技術(shù)”政策，給予外商直接投資企業(yè)過多的政策保護(hù)，使得更多的人力資本、物質(zhì)資本流向FDI密集的企業(yè)，從而限制了國外先進(jìn)技術(shù)的外溢，這也是Wang等的實(shí)證結(jié)論之一[22]；此外，F(xiàn)DI密集的企業(yè)可能搶占了國內(nèi)企業(yè)的市場份額，此即Aitken等提到的“市場偷竊效應(yīng)”[24]。

323OFDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的單獨(dú)效應(yīng)

從模型3看，ofdii項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且顯著，ofdii×Z項(xiàng)系數(shù)為正且絕對值更大、但不顯著，說明2003年之前OFDI對產(chǎn)出具有負(fù)向效應(yīng)，2003年以后OFDI的產(chǎn)出效應(yīng)為正。以模型4為例，OFDI對產(chǎn)出的平均貢獻(xiàn)程度從2003年以前的-35%上升為110%且影響顯著，說明2003年以后OFDI對產(chǎn)出有逆向溢出效應(yīng)。從模型10知，OFDI對技術(shù)進(jìn)步的影響程度從2003年之前的-18%上升為88%，且2003年之后影響顯著，說明2003年以后OFDI有逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

此結(jié)果支持了趙偉等、魯萬波等的實(shí)證結(jié)論，即OFDI具有顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[12，20]，而與李梅、王英等及Bitzer等的結(jié)論相悖[1，13，14]。

324R&D存量、FDI和OFDI的交互效應(yīng)和總效應(yīng)

模型6和模型12中，從rds、fdii、ofdii兩兩交互及三者的交互項(xiàng)系數(shù)看，含有rds的交互項(xiàng)系數(shù)為正且極顯著，說明其交互作用對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步有正向效應(yīng)?？赡艿慕忉屖?，R&D存量水平越高，F(xiàn)DI和OFDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的溢出效應(yīng)越大，這說明FDI和OFDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著正效應(yīng)需要國內(nèi)RDS的承接，即本國對FDI和OFDI引致的先進(jìn)技術(shù)的吸收能力要高于某一門限水平[25]，這也與Cohen等提到的國內(nèi)R&D的吸收能力對學(xué)習(xí)外部知識至關(guān)重要的觀點(diǎn)一致[6]；另一種可能的解釋是FDI強(qiáng)度和OFDI強(qiáng)度越高，R&D存量對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的影響越大。從關(guān)于吸收能力的文獻(xiàn)看，本文更傾向于第一種解釋。此外，模型6和模型12中FDI和OFDI交互項(xiàng)的系數(shù)均為正且顯著，可能的解釋是FDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)與OFDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)作用相反而抵消了負(fù)向作用。

從兩模型的總效用看，整個(gè)樣本期間，RDS對產(chǎn)出的總效應(yīng)始終為正，對技術(shù)進(jìn)步的總效應(yīng)由正轉(zhuǎn)為負(fù)；FDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的總效應(yīng)均由正轉(zhuǎn)為負(fù)；OFDI對產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的總效應(yīng)始終為正。

4結(jié)論與啟示

通過對實(shí)證結(jié)果的分析，本文得到如下結(jié)論：從單獨(dú)效應(yīng)和總效應(yīng)看，我國R&D存量對總產(chǎn)出起著顯著的促進(jìn)作用，且作用遠(yuǎn)大于FDI和OFDI的產(chǎn)出效應(yīng)，但我國R&D支出的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)有待提高；2003年之后，F(xiàn)DI對我國產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步的影響發(fā)生轉(zhuǎn)折，并沒有保持正向的產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)，而OFDI對我國產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步始終影響顯著。從交互效應(yīng)看，F(xiàn)DI和OFDI對我國產(chǎn)出和技術(shù)進(jìn)步正向效應(yīng)的顯現(xiàn)需要國內(nèi)R&D存量的承接吸收。

根據(jù)所得結(jié)論，可以得出以下啟示：

（1）繼續(xù)加大國內(nèi)R&D支出強(qiáng)度，合理、有效配置R&D資源，可進(jìn)一步提高我國對國外先進(jìn)技術(shù)的吸收能力、新技術(shù)研發(fā)能力和市場開拓能力，進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長。

（2）繼續(xù)實(shí)施外資“引進(jìn)來”戰(zhàn)略，選擇優(yōu)質(zhì)跨國企業(yè)對我國直接投資，這就要求政府部門完善外資進(jìn)入的遴選機(jī)制，并把吸引外資的戰(zhàn)略重點(diǎn)放在完善市場經(jīng)濟(jì)制度和投資環(huán)境上，創(chuàng)造一個(gè)更具競爭性的市場環(huán)境，以促進(jìn)跨國企業(yè)更好更快地技術(shù)溢出。

（3）繼續(xù)鼓勵有能力的企業(yè)“走出去”，通過“資金換技術(shù)（市場）”，有機(jī)會獲得關(guān)鍵原材料、進(jìn)入新市場、獲得先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)以及戰(zhàn)略資產(chǎn)等，還可以提升國內(nèi)企業(yè)或品牌在國際市場的競爭力。

（4）繼續(xù)加強(qiáng)我國對發(fā)達(dá)國家技術(shù)密集型高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的直接投資。雖然我國R&D支出相對較高，但自主研發(fā)能力和效率較弱，如果加之技術(shù)尋求型對外直接投資，更利于對國外先進(jìn)技術(shù)的承接、吸收、模仿和創(chuàng)新，從而提升我國技術(shù)水平，促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。

參考文獻(xiàn)：

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