中國OFDI逆向技術溢出效應的影響因素分析

楊小花，徐英杰,聶名華

（1.中南財經(jīng)政法大學 金融學院，武漢 430073；2.武漢學院，武漢 430212；3.濟南大學 商學院，濟南 250000）

0 引言

中國自2001年提出“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略以來，中國OFDI額呈逐年增長態(tài)勢，進口、FDI、OFDI是國際技術溢出的三大重要路徑，技術的溢出效應已得到大量國內(nèi)外學者的研究證實，OFDI對投資母國的逆向技術溢出效應受到了國內(nèi)學者的廣泛關注。學者們從不同角度意圖探究中國的OFDI是否對本國的技術進步、經(jīng)濟增長產(chǎn)生了促進作用；由于中國區(qū)域發(fā)展的差異性，OFDI對各地區(qū)技術進步的逆向技術溢出效應也可能存在地區(qū)差異。現(xiàn)有的研究還在探索階段，對于逆向技術溢出效應是否存在還未形成統(tǒng)一的觀點，隨著中國技術尋求型OFDI規(guī)模的擴大和增長速度的加快，進一步探究中國OFDI逆向技術溢出效應及影響因素具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

縱觀國內(nèi)外文獻發(fā)現(xiàn)，關于OFDI逆向技術溢出的研究已經(jīng)形成了豐富的研究成果，學者們主要從逆向技術溢出的存在性和溢出機理兩方面進行闡述?，F(xiàn)有的研究多探討OFDI逆向技術溢出效應的存在性，對衡量逆向技術溢出效應程度沒有統(tǒng)一的標準，對影響逆向技術溢出的因素方面的研究也涉及較少。因此，本文從影響OFDI逆向溢出影響因素的角度出發(fā)，利用省際面板門檻模型，通過DEA方法測算技術進步的Malmquist指標，并全面考慮國際溢出模型的進口貿(mào)易、FDI和OFDI路徑，對影響中國OFDI逆向技術溢出效應的因素進行了實證檢驗。

1 模型構建與數(shù)據(jù)處理

1.1 模型構建

Coe和Helpman（1995）是國際上最早給出R&D溢出模型的，他們認為R&D投入和進口貿(mào)易所產(chǎn)生的國際R&D溢出顯著地促進了這些國家全要素生產(chǎn)率的增長，也被稱為經(jīng)典的國際溢出模型。Lichtenberg和Van Pottelsberghe（2001）在C-H模型的基礎上，首次將OFDI作為國際技術溢出路徑納入到模型中，提出了L-P模型如式（1）所示：

其中，i表示省份，t表示時期，TFPit表示t時期省份i的全要素生產(chǎn)率，SRDdit表示t時期省份i的研發(fā)資本存量，SRDiimtp、SRDiftdi和SRDoitfdi分別表示t時期省份i通過進口貿(mào)易、FDI和OFDI渠道溢出的國外研發(fā)資本存量。

L-P模型比C-H模型更能全面系統(tǒng)地解釋國際技術溢出效應、實現(xiàn)機制以及對投資母國的影響。但仍未考慮“門檻效應”，因此，在借鑒L-P模型的基礎上，本文構建的模型同時借鑒了Hansen（1999）面板門檻回歸技術，并采用建立包含交互項的模型，考察變量之間的相互作用，構建計量模型如式（2）所示：

其中，交互項LnSRDoitfdi*I，I為指示函數(shù)，Qit為門檻變量，分別代表人力資本、研發(fā)強度、技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易開放度。交互項LnSRDofdiit*I表示各因素對OFDI逆向技術溢出的影響程度。

1.2 數(shù)據(jù)處理

由于我國官方從2003年才開始統(tǒng)計各省區(qū)的OFDI數(shù)據(jù)，本文使用全國31個省份2003—2015年的面板數(shù)據(jù)，充分考慮我國OFDI、FDI和貿(mào)易規(guī)模大小，并結合各國研發(fā)資本存量及數(shù)據(jù)的可能性，本文選取15個主要的國家和地區(qū)①日本、英國、德國、法國、美國、意大利、瑞典、俄羅斯、加拿大、巴西、中國香港、中國澳門、印度、新加坡、韓國。為樣本，數(shù)據(jù)來源及處理情況如表1所示。

表1 變量名稱、含義、數(shù)據(jù)來源及處理方法一覽表

目前，對TFP的測算主要采用索洛殘差法和基于數(shù)據(jù)包絡分析的DEA的Malmquist指數(shù)法。其中，索洛殘差法不適合指數(shù)數(shù)據(jù)的技術，且蘊含很強的假設前提，因此，本文采用現(xiàn)在廣泛使用的DEA的Malmquist指數(shù)法，采用DEAP2.1軟件測算出各省2003—2015年間的全要素生產(chǎn)率，DEA的Malmquist指數(shù)算得的全要素生產(chǎn)率（MI）、技術變化（TC）及效率變化（EC）指數(shù)的結果如下頁表2所示。

如表2所示，中國2003—2015年間全國整體所有省份的全要素生產(chǎn)率、技術進步的變化和效率的變化均表現(xiàn)為下降的態(tài)勢，分別平均下降了1.6%、0.5%和1.2%。區(qū)域方面，中部和西部地區(qū)的TFP均表現(xiàn)為3.9%和1.8%的下降，全國僅東部地區(qū)獲得了0.3%的增長。技術進步變化方面，中部和西部地區(qū)均為1.5%和0.6%的下降，也僅有東部地區(qū)增長了0.5%。技術效率變化方面則均表現(xiàn)為倒退。

2 實證檢驗

本文采用2003—2015年間我國省際OFDI、FDI和進口等面板數(shù)據(jù)，使用Stata14進行處理。逐一檢驗影響中國OFDI逆向技術溢出效應的因素及門檻值。

2.1 人力資本

人力資本是影響逆向技術溢出效應最重要的因素，擁有較高人力資本的企業(yè)和地區(qū)更易通過OFDI獲取、吸收和轉(zhuǎn)化應用他國先進技術，而擁有低水平人力資本的企業(yè)和地區(qū)可能無法充分吸收利用知識溢出。然而，當本國人力資本水平提升到一定程度之后，通過OFDI獲取他國先進技術的意愿會降低，從而對OFDI存在一定的擠出效應。本文用勞動力平均受教育年限衡量各省的人力資本水平。

下頁表3顯示，只有單一門檻通過了顯著性檢驗，因此本文建立單一門檻模型分析。因篇幅有限，各變量具體門檻值的檢驗在此不再贅列，本文對人力資本、研發(fā)強度、技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平、貿(mào)易開放度和金融發(fā)展度均建立單一門檻模型分析。

由下頁表4可知，人力資本的門檻值為7.724，其對應的最小殘差平方和為0.3222。Wald檢驗結果也表明人力資本對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的勞動力平均受教育年限大于7.724時，人力資本投入對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數(shù)由-0.0166變?yōu)?0.00968，這說明人力資本對逆向技術溢出的消極作用顯著被削弱。

由下頁圖1所示，人力資本水平的門檻估計值為LR圖形最低點對應的參數(shù)值，且對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明人力資本門檻估計值是真實有效的。截止2015年有北京、天津、上海、河北等28個省份通過了該門檻值，僅有貴州、西藏、青海3個省份沒有越過門檻值。

表2 各地區(qū)DEA的Malmquist指數(shù)計算結果

表3 人力資本門檻值及效果檢驗

表4 影響OFDI逆向技術溢出效應因素的門檻檢驗分析

圖1 人力資本水平的門檻估計值

2.2 研發(fā)強度

研發(fā)強度的門檻值為0.036，其對應的最小殘差平方和為0.3394。wald檢驗結果也表明研發(fā)強度對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的研發(fā)強度大于0.458時，技術差距對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數(shù)由-0.0104變?yōu)?.0134，這說明研發(fā)強度在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著轉(zhuǎn)為正向影響。由圖2所示，研發(fā)強度的門檻估計值對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明研發(fā)強度門檻估計值是真實有效的。截止2015年有北京、天津、上海、河北等28個省份跨越了該門檻值，僅有海南、西藏、新疆3個省份沒有通過門檻值。

圖2 研發(fā)強度的門檻估計值

2.3 技術差距

由表4可知，技術差距的門檻值為0.458，其對應的最小殘差平方和為0.3316。wald檢驗結果也表明研發(fā)強度對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的技術差距大于0.036時，研發(fā)強度對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數(shù)由-0.00863變?yōu)?.0106，這說明0.00863在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著轉(zhuǎn)為正向影響。由圖3所示，技術差距的門檻估計值對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明技術差距門檻估計值是真實有效的。截止2015年有天津、上海、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、山東、廣東11個省份跨越了該門檻值。

圖3 技術差距的門檻估計值

2.4 經(jīng)濟發(fā)展水平

由上文表4可知，經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻值為14000，其對應的最小殘差平方和為0.3222。wald檢驗結果也表明經(jīng)濟發(fā)展水平對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的經(jīng)濟發(fā)展水平大于14000時，經(jīng)濟發(fā)展水平對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數(shù)由-0.0183變?yōu)?0.00955，這說明研發(fā)強度在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著被削弱。由圖4所示，經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻估計值為LR圖形最低點對應的參數(shù)值，且對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明經(jīng)濟發(fā)展水平門檻估計值是真實有效的。截止2015年有北京、天津、上海、河北等28個省份通過了該門檻值，僅有貴州、云南、甘肅3個省份沒有通過門檻值。

圖4 經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻估計值

2.5 貿(mào)易開放度

由上文表4可知，貿(mào)易開放度的門檻值為0.114，其對應的最小殘差平方和為0.3358。wald檢驗結果也表明貿(mào)易開放度對OFDI逆向技術效應有明顯的門檻特征。即當各省的貿(mào)易開放度大于0.114時，貿(mào)易開放度對OFDI的逆向技術溢出效應的影響系數(shù)由-0.0118變?yōu)?.00338，這說明貿(mào)易開放度在越過門檻值后，它對逆向技術溢出的消極作用顯著轉(zhuǎn)為正向影響。由圖5所示，貿(mào)易開放度的門檻估計值對應的LR值明顯小于5%顯著水平上的LR的臨界值7.35，因此，再次說明貿(mào)易開放度門檻估計值是真實有效的。截止2015年有30個省份跨越了門檻值，僅青海省沒有通過門檻值。

圖5 貿(mào)易開放度的門檻估計值

綜上，各省受到不同門檻的限制，但大部分省份能夠在各方面都越過門檻值，只有少數(shù)幾個省份均沒有跨越門檻值，但西部地區(qū)受人力資本、研發(fā)強度、技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平及貿(mào)易開放度的限制尤為嚴重。其中，技術差距門檻限制了西部地區(qū)除內(nèi)蒙古之外的所有省份，同時，也限制了除山西、黑龍江和安徽外的所有中部省份，而東部地區(qū)大部分省份跨越了技術差距限制。西部地區(qū)的貴州省在人力資本和經(jīng)濟發(fā)展水平上均未跨越門檻；青海在人力資本、技術差距、貿(mào)易開放度方面均沒有越過門檻值；西藏在人力資本、研發(fā)強度、技術差距也均沒越過門檻值；新疆在研發(fā)強度、技術差距也均為越過門檻值。

3 結論與建議

（1）2003—2015年間全國所有省份的全要素生產(chǎn)率、技術進步的變化和效率的變化均表現(xiàn)為下降的態(tài)勢，但存在顯著的區(qū)域效應。從區(qū)域來看，全國僅東部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)為0.3%的增長，中部和西部地區(qū)均表現(xiàn)為下降。技術進步的變化方面，也僅有東部地區(qū)表現(xiàn)為增長，中部和西部地區(qū)均為下降。技術效率變化方面則均表現(xiàn)為倒退。

（2）從國際技術溢出渠道來看，進口貿(mào)易渠道的逆向技術溢出能顯著提高中國全要素生產(chǎn)率的增長，而FDI和OFDI渠道并未顯著提升中國全要素生產(chǎn)率的增長；中國OFDI逆向技術溢出符號為負，說明中國的OFDI并未產(chǎn)生顯著的正向促進作用，即OFDI并未顯著的促進投資母國的技術進步。因此，應注重對提升技術進步有利的進口貿(mào)易渠道的優(yōu)化，同時加快FDI和OFDI渠道的前進步伐。

（3）中國OFDI逆向技術溢出受人力資本、研發(fā)強度、技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平以及貿(mào)易開放度等多種因素的影響，且表現(xiàn)出顯著的門檻效應，當跨越各影響因素的門檻值之后，中國OFDI逆向技術溢出能顯著地促進技術進步。因此，應提高研發(fā)投入，加強對外貿(mào)易，使其達到OFDI逆向技術溢出的門檻值。

（4）中國各省受到不同門檻的限制，但大部分省份能夠在各方面都越過門檻值，但中西部地區(qū)受技術差距門檻限制嚴重，且西部地區(qū)受人力資本、研發(fā)強度、技術差距、經(jīng)濟發(fā)展水平及貿(mào)易開放度的限制尤為嚴重。政府有必要采取差異化的對外直接投資政策，對經(jīng)濟發(fā)展程度較高、高技術差距的東部地區(qū)，應加大研發(fā)資本投入強度，注重做好所獲得國外先進技術與自身技術的對接，循序漸進逐步消化。而對低技術差距的中西部地區(qū)，應加大人力資本的教育投入，提升地區(qū)吸收能力。