OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)我國(guó)制造業(yè)升級(jí)的影響探究

李沛瑤

（上海理工大學(xué)，上海 200093）

一、相關(guān)研究綜述

隨著“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，我國(guó)通過人力、土地等低價(jià)成本要素的比較優(yōu)勢(shì)，積極融入全球產(chǎn)業(yè)鏈，對(duì)外直接投資（OFDI）和國(guó)際貿(mào)易均實(shí)現(xiàn)了跨越式的發(fā)展。而作為發(fā)展中國(guó)家，基于技術(shù)的非競(jìng)爭(zhēng)性和排他性，逆向技術(shù)溢出無疑是技術(shù)進(jìn)步的助力之一。為深耕我國(guó)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈地位，僅倚重廉價(jià)生產(chǎn)要素的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)和重量的薄利型貿(mào)易方式弊端漸顯。對(duì)此，我國(guó)實(shí)施“供給側(cè)改革”，優(yōu)化要素配置，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與結(jié)構(gòu)升級(jí)。

初期諸多理論都圍繞外商直接投資（FDI）技術(shù)溢出對(duì)技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)業(yè)升級(jí)的影響，但隨著國(guó)際貿(mào)易復(fù)雜化，發(fā)展中國(guó)家積極參與全球貿(mào)易活動(dòng)，許多學(xué)者開始對(duì)外直接投資（OFDI）產(chǎn)生的積極技術(shù)效應(yīng)進(jìn)行研究。Philippe等（2015）和Pietrobelli等分別基于中國(guó)跨國(guó)公司的注冊(cè)專利數(shù)據(jù)和中國(guó)對(duì)意大利進(jìn)行的OFDI進(jìn)行研究，驗(yàn)證了逆向技術(shù)溢出的微觀存在性，印證了中國(guó)相關(guān)企業(yè)對(duì)外直接投資是為了獲取技術(shù)[1～2]。Niosi等（2010）和Winkler（2013）等分別通過外包視角和供應(yīng)企業(yè)視角驗(yàn)證了逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，說明發(fā)展程度低國(guó)家可以從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體出獲得逆向技術(shù)溢出[3～4]。王恕立和向姣姣（2014）研究得出，技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資會(huì)產(chǎn)生積極的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)[5]?；粜茫?017）進(jìn)一步得出，技術(shù)獲取型對(duì)外直接投資每增長(zhǎng)1%將導(dǎo)致國(guó)內(nèi)全要素生長(zhǎng)率增長(zhǎng)0.0086%[6]。劉宏和薛斌（2014）驗(yàn)證了OFDI對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的積極作用，且技術(shù)尋求型的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)貢獻(xiàn)率大于資源尋求型的OFDI逆向技術(shù)溢出[7]。劉斌等（2015）認(rèn)為，OFDI能夠顯著提高企業(yè)在全球價(jià)值鏈體系中的“分工地位”，促進(jìn)產(chǎn)品升級(jí)和功能升級(jí)[8]。楊連星等（2017）發(fā)現(xiàn)，行業(yè)層面和國(guó)家層面的OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)中國(guó)價(jià)值鏈地位升級(jí)具有顯著的促進(jìn)作用[9]。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)對(duì)逆向技術(shù)溢出的影響研究見解深刻，但仍存在一些不足。首先，大部分研究集中在逆向技術(shù)溢出在行業(yè)生產(chǎn)和國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，較少研究其與國(guó)際貿(mào)易指標(biāo)之間的關(guān)系。其次，較少研究考慮在國(guó)際視域內(nèi)，對(duì)結(jié)合出口國(guó)特征的出口行業(yè)產(chǎn)品技術(shù)含量進(jìn)行測(cè)度，以更為有針對(duì)性地通過貿(mào)易結(jié)構(gòu)進(jìn)一步反映我國(guó)制造業(yè)升級(jí)情況。最后，逆向技術(shù)溢出與其他國(guó)內(nèi)技術(shù)指標(biāo)的交互作用很少被納入討論體系。因此，本文試圖以國(guó)際化視角的出口行業(yè)產(chǎn)品技術(shù)含量為切入點(diǎn)，以我國(guó)2004—2015年制造業(yè)數(shù)據(jù)為依據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)OFDI逆向技術(shù)溢出可以有效促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)的理論進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、研究設(shè)計(jì)與變量選取

（一）模型設(shè)定

考慮到因變量出口復(fù)雜度衡量行業(yè)技術(shù)含量的特性，因此主要選取內(nèi)部知識(shí)中的全要素生產(chǎn)率、研發(fā)資本存量和外部知識(shí)的OFDI逆向技術(shù)溢出這三個(gè)指標(biāo)為自變量，考慮到不同細(xì)分行業(yè)研發(fā)規(guī)模差異過大，對(duì)其做人均化處理。

其中，i表示制造業(yè)第i個(gè)細(xì)分行業(yè)，t表示為第t年數(shù)據(jù)，SP表示OFDI逆向溢出效應(yīng)，TFP表示全要素生產(chǎn)率，SD表示人均研發(fā)資本存量，由各細(xì)分行業(yè)研發(fā)存量RD與人力資源HC的比值求得，ε表示其他干擾項(xiàng)。

為驗(yàn)證逆向技術(shù)溢出與全要素生產(chǎn)率和人均研發(fā)資本存量的交互作用，設(shè)定模型如下：

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文對(duì)制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行搜集分析的樣本期間為2004—2015年，根據(jù)《2017年國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》（GB/T 4754-2017），制造業(yè)分為31個(gè)細(xì)分行業(yè)，由于部分行業(yè)統(tǒng)計(jì)年度不連續(xù)和某些產(chǎn)業(yè)細(xì)分行業(yè)歸類不明確，通過對(duì)年鑒中的行業(yè)進(jìn)行部分刪除和合并后，最終選取的20個(gè)制造業(yè)行業(yè)（見表 1）。

表1 制造業(yè)細(xì)分行業(yè)

其中，金屬冶煉及壓延加工業(yè)包括黑色金屬和有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；機(jī)械設(shè)備制造業(yè)包括通用設(shè)備和專用設(shè)備制造業(yè)。

1.出口復(fù)雜度。Hausmann最先提出出口復(fù)雜度（degree of sophistication）這一概念來測(cè)定產(chǎn)品中的技術(shù)含量，并可體現(xiàn)行業(yè)的技術(shù)結(jié)構(gòu)。計(jì)算步驟如下：

首先，計(jì)算產(chǎn)品i的復(fù)雜度PROi：

其中，xik表示k國(guó)產(chǎn)品i的出口額，Xk表示k國(guó)的出口總額，Yk是k國(guó)基于購(gòu)買力平價(jià)的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，Yk的權(quán)重為各國(guó)產(chǎn)品i出口占比與所有出口該國(guó)家產(chǎn)品i出口占比總和的比值。由此可知，出口國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及人均GDP越高，該商品出口復(fù)雜度越高。

其次，對(duì)行業(yè)I內(nèi)的各產(chǎn)品i的出口復(fù)雜度進(jìn)行加權(quán)平均，計(jì)算行業(yè)I的復(fù)雜度EXPYi：

本文對(duì)出口復(fù)雜度測(cè)算的依據(jù)國(guó)家為G20國(guó)家，①本文涉及的G20國(guó)家包括原八國(guó)集團(tuán)（美國(guó)、英國(guó)、法國(guó)、德國(guó)、日本、意大利、加拿大、俄羅斯）、十一個(gè)重要新型經(jīng)濟(jì)體（中國(guó)、阿根廷、巴西、印度、印度尼西亞、澳大利亞、墨西哥、沙特阿拉伯、南非、韓國(guó)、土耳其）以及其余歐盟國(guó)家（奧地利、比利時(shí)、保加利亞、塞浦路斯、克羅地亞、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、希臘、匈牙利、愛爾蘭、拉托維亞、立陶宛、盧森堡、馬耳他、荷蘭、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典）。及中國(guó)香港共43個(gè)國(guó)家及地區(qū)，GDP總額占世界GDP的90%以上，貿(mào)易總額占80%以上，也是中國(guó)OFDI的主要東道主國(guó)和地區(qū)。制造業(yè)分類按照國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類第三次修訂版（SITC Rev.3）三位數(shù)碼進(jìn)行，按照李小平等（2015）的對(duì)照法與我國(guó)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)行對(duì)照[10]。各國(guó)各制造業(yè)細(xì)分行業(yè)出口額來自聯(lián)合國(guó)貿(mào)易商品統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（UN Comtrade Data）。各國(guó)人均GDP數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)（World Development Indicators Data）。

2.OFDI逆向技術(shù)溢出。L&P最先提出逆向技術(shù)溢出的測(cè)度方法，具體模型如下：

OFDIkt代表的是中國(guó)第t年對(duì)k國(guó)的直接投資存量數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》，并運(yùn)用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減。

GDPkt代表的是k國(guó)第t年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，數(shù)據(jù)來源于《世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)》，并以2004年為基期對(duì)其進(jìn)行平減。

Skt代表的是第t年k國(guó)國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量，各國(guó)研發(fā)投入占GDP的比例來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)（World Bank Database），進(jìn)而得出各國(guó)國(guó)內(nèi)研發(fā)投入流量ΔS這一指標(biāo)。通過永續(xù)盤存法，即 Skt=ΔSt-1/Pt-1+（1-δ）Skt-1，其中 P 為研發(fā)資本投資價(jià)格指數(shù)，δ 為固定資產(chǎn)折舊率。且Sk0=ΔS0（/g+δ），其中g(shù)為新增研發(fā)資本投資的年實(shí)際增速。參考Wang&Szirmai等學(xué)者做法，g取15%，δ采用5%的知識(shí)折舊率，可以求得各國(guó)以2004年為基期的國(guó)內(nèi)研發(fā)資本存量。

3.全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率（TFP）的計(jì)算方法采用不依賴具體生產(chǎn)函數(shù)的數(shù)據(jù)包絡(luò)法。選擇20個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)作為決策單位，運(yùn)用MaxDEA軟件進(jìn)行測(cè)算。所選產(chǎn)出指標(biāo)為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入及利潤(rùn)總額，投入指標(biāo)為資產(chǎn)總額及主營(yíng)業(yè)務(wù)成本。投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技年鑒》中的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的相關(guān)指標(biāo)。

4.人力資本。人力資本的衡量指標(biāo)選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的就業(yè)總?cè)藬?shù)，數(shù)據(jù)來源為《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技年鑒》。

5.研發(fā)資本存量。采用永續(xù)盤存法可以取得制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的研發(fā)資本存量數(shù)據(jù)。

SDi0是2004年制造業(yè)細(xì)分行業(yè)i的資本存量，ΔS0是2004年行業(yè)i的研發(fā)投入流量，g是樣本期平均研發(fā)支出平均增長(zhǎng)率，SDit是第t年細(xì)分行業(yè)i的研發(fā)存量，ΔSt是細(xì)分行業(yè)i第t年經(jīng)平減的研發(fā)支出流量，各年研發(fā)流量數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中的規(guī)模以上企業(yè)R&D支出，δ為折舊率。參考Henry和孫曉華的做法，將中國(guó)制造業(yè)行業(yè)折舊率取發(fā)展中國(guó)家的折舊率，為10%。雖然各細(xì)分行業(yè)間折舊率實(shí)際上會(huì)有所不同，但為了簡(jiǎn)化研究，將差異忽略不計(jì)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

本文運(yùn)用Stata14.0進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證方法采用了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，并且都使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，模型（1）數(shù)據(jù)實(shí)證結(jié)果（見表2）。

表2 模型（1）回歸結(jié)果

由表2可知，無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，自變量：OFDI逆向技術(shù)溢出（SP）、全要素生產(chǎn)率（TFP），人均研發(fā)資本存量（SD）對(duì)行業(yè)出口復(fù)雜度（EXPY）的回歸結(jié)果除人均研發(fā)資本存量（SD）在5%水平上顯著外，其余全在1%水平上顯著。

其中，OFDI逆向技術(shù)溢出（SP）對(duì)出口復(fù)雜度（EXPY）的影響顯著為正，即可以促進(jìn)出口復(fù)雜度的提升。對(duì)外直接投資產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出，國(guó)內(nèi)企業(yè)吸收這些技術(shù)、知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，運(yùn)用于其各項(xiàng)企業(yè)活動(dòng)，最終將逆向技術(shù)溢出的結(jié)果反映在出口產(chǎn)品中，進(jìn)而提升出口復(fù)雜度。

全要素生產(chǎn)率（TFP）對(duì)出口復(fù)雜度（EXPY）的影響顯著為正。全要素生產(chǎn)率即產(chǎn)出總量與全部要素投入量的比值，衡量的是行業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)在一定期間內(nèi)的效率。結(jié)果顯示，這一效率可以促進(jìn)出口復(fù)雜度的提升。這主要是因?yàn)樯a(chǎn)效率的提高必然可以提高出口行業(yè)的營(yíng)收指標(biāo)和經(jīng)營(yíng)成果，進(jìn)而促進(jìn)出口復(fù)雜度這一指標(biāo)。

人均研發(fā)資本存量（SD）對(duì)出口復(fù)雜度（EXPY）的影響顯著為正。人均研發(fā)資本存量作為企業(yè)投入用于自主研發(fā)的指標(biāo)，可以反映企業(yè)的創(chuàng)新能力。結(jié)果顯示，這一能力可以促進(jìn)出口復(fù)雜度的提升。這是通過企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，提高產(chǎn)品技術(shù)含量及出口競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而提高產(chǎn)品復(fù)雜度這一強(qiáng)調(diào)出口國(guó)技術(shù)含量的指標(biāo)。

而各制造業(yè)行業(yè)的出口復(fù)雜度其實(shí)反映其在國(guó)際產(chǎn)品市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)力，是出口國(guó)各行業(yè)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)型升級(jí)情況的投影。因此，OFDI逆向技術(shù)溢出（SP）、全要素生產(chǎn)率（TFP），人均研發(fā)資本存量（SD）均是制造業(yè)升級(jí)的驅(qū)動(dòng)力量。模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果（見表3）。

表3 模型（2）（3）回歸結(jié)果

由表3可知，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，OFDI逆向技術(shù)溢出、全要素生產(chǎn)率、人均研發(fā)資本存量對(duì)出口復(fù)雜度的主效應(yīng)仍舊為正影響。

而逆向技術(shù)溢出與全要素生產(chǎn)率交叉項(xiàng)、逆向技術(shù)溢出與人均研發(fā)資本存量交叉項(xiàng)對(duì)出口復(fù)雜度有1%水平上顯著的負(fù)影響。結(jié)果說明，全要素生產(chǎn)率和人均研發(fā)資本存量與OFDI逆向技術(shù)溢出之間的交互作用是干擾型交互作用。即隨著全要素生產(chǎn)率和人均研發(fā)資本存量逐漸增長(zhǎng)，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)出口復(fù)雜度的影響逐漸減弱。這主要是因?yàn)椋S著全要素生產(chǎn)率和人均研發(fā)資本存量的增加，本國(guó)自主的生產(chǎn)效率和技術(shù)創(chuàng)新能力得以提高，隨著與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體技術(shù)差距的縮小，從對(duì)外直接投資所獲取技術(shù)對(duì)本國(guó)技術(shù)進(jìn)步影響逐步減小。

在上述實(shí)證分析中，對(duì)于面板數(shù)據(jù)回歸，已經(jīng)采用了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，并且都使用了聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤。從回歸結(jié)果來看，無論是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，各變量和交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果無較大差異，則認(rèn)為通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

四、結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

以2004—2015年為研究期間，制造業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究了OFDI逆向技術(shù)溢出、全要素生產(chǎn)率、人均研發(fā)資本存量對(duì)出口復(fù)雜度的影響，以反映我國(guó)制造業(yè)的升級(jí)情況。結(jié)論如下：

OFDI逆向技術(shù)溢出、全要素生產(chǎn)率、人均研發(fā)資本存量的提升都能促進(jìn)制造業(yè)的升級(jí)。其中，OFDI逆向技術(shù)溢出反映出我國(guó)跨國(guó)投資帶來的技術(shù)效應(yīng)，全要素生產(chǎn)率和人均研發(fā)資本存量顯示出國(guó)家現(xiàn)有生產(chǎn)率水平和技術(shù)創(chuàng)新投入帶來的技術(shù)效應(yīng)。

全要素生產(chǎn)率、人均研發(fā)資本存量在OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)制造業(yè)升級(jí)的促進(jìn)作用中起到干擾性的交互作用。隨著全要素生產(chǎn)率、人均研發(fā)資本存量的提升，OFDI逆向技術(shù)溢出對(duì)制造業(yè)升級(jí)的影響越來越小。

（二）建議

在如今“走出去”戰(zhàn)略和“一帶一路”建設(shè)的實(shí)施中，推動(dòng)企業(yè)對(duì)外投資，拓寬投資范圍，增加投資規(guī)模，提升企業(yè)所得逆向技術(shù)溢出的技術(shù)效應(yīng)，有助于中國(guó)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)升級(jí)轉(zhuǎn)型。

我國(guó)制造業(yè)應(yīng)該突破制造業(yè)產(chǎn)業(yè)原先的靜態(tài)比較優(yōu)勢(shì)視角，重點(diǎn)關(guān)注制造業(yè)企業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與升級(jí)，由注重產(chǎn)品產(chǎn)出規(guī)模向產(chǎn)品復(fù)雜度、產(chǎn)品技術(shù)含量轉(zhuǎn)變。就出口規(guī)模而言，我國(guó)現(xiàn)已躍居世界第一，但由于更多依靠的是低廉生產(chǎn)要素的加工貿(mào)易，使得我國(guó)產(chǎn)業(yè)長(zhǎng)期被俘于全球價(jià)值鏈低端區(qū)間。因此，我國(guó)應(yīng)促進(jìn)出口“制造”向出口“智造”的轉(zhuǎn)變。

國(guó)內(nèi)技術(shù)研發(fā)投入和國(guó)外技術(shù)獲得可以共同促進(jìn)一國(guó)產(chǎn)業(yè)技術(shù)成熟度，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，現(xiàn)階段我國(guó)應(yīng)制定與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相適應(yīng)的階段性產(chǎn)業(yè)支持政策，不僅應(yīng)促進(jìn)逆向技術(shù)溢出這一外部效應(yīng)，更多的是提高自身的技術(shù)提升，通過增加研發(fā)、人才培育、行業(yè)示范效應(yīng)等關(guān)鍵環(huán)節(jié)，驅(qū)動(dòng)行業(yè)技術(shù)水平的提升。