OFDI逆向技術溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的實證研究

吳文潔 黃海云 白又竹

(1.西安石油大學 陜西(高校)油氣資源經(jīng)濟管理研究中心，陜西 西安 710065；2.西安石油大學 經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710065)

0 引 言

近年來，隨著我國“人口紅利”逐漸消失，粗放型經(jīng)濟難以為繼，以創(chuàng)新驅動經(jīng)濟高質量發(fā)展，已成為我國轉變經(jīng)濟發(fā)展方式的關鍵。2008年金融危機爆發(fā)，我國實行“走出去”戰(zhàn)略，加大對發(fā)達國家的對外直接投資(下稱OFDI)，學習其先進技術，進而提高自身的技術水平，使OFDI成為我國提升技術創(chuàng)新能力的重要渠道之一。根據(jù)《對外直接投資統(tǒng)計公報》，截至2018年年底，中國OFDI存量達19 823億美元，是2003年末存量的59.7倍，在世界排第3位。那么，十多年來我國OFDI的效果如何？這樣大規(guī)模的OFDI能否通過反向技術外溢推動我國創(chuàng)新能力提高？此外，開展OFDI活動的主體多為企業(yè)，由于企業(yè)所處區(qū)域的異質性，導致逆向技術溢出也存在差異。所以，近年來，企業(yè)層面對創(chuàng)新活動影響的重要性在逐漸減弱，區(qū)域層面對創(chuàng)新能力提升的促進作用在逐漸顯現(xiàn)，區(qū)域創(chuàng)新能力正不斷成為一個區(qū)域提高綜合競爭力的決定性要素。因此，研究OFDI反向技術外溢對不同地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，對我國制定合理的OFDI發(fā)展政策，有效發(fā)揮OFDI反向技術外溢效應，進而提升地區(qū)創(chuàng)新能力，具有重大的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

目前，學術界關于OFDI反向技術外溢與地區(qū)創(chuàng)新能力的研究，主要集中在兩個方面：一是OFDI反向技術外溢對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響路徑。大部分學者認為OFDI反向技術外溢主要通過研發(fā)反饋、子公司本土化和收益反饋3種效應影響母國創(chuàng)新能力。從研發(fā)反饋效應來看，跨國公司通過跨國并購和綠地投資等方式進入競爭關系和供需狀況不同于母國的海外市場，在東道國陌生的市場環(huán)境下不斷加大R&D投入，最大限度降低“陌生引致成本”，以獲得東道國的智力資源要素，實現(xiàn)兩國在生產(chǎn)環(huán)境和關鍵技術要素方面的無縫銜接，由此促進母國技術水平的提升。[1]108-130Kogut B,Chang S J[2]401-413通過研究日本的投資活動表明，日本對美國進行OFDI是為了獲取其先進技術用于自身研發(fā)，從而驗證了兩國開展OFDI活動是基于被投資國的研發(fā)反饋效應。從子公司本土化效應來看，符磊、李占國[3]70-81認為，通過對海外子公司的本土化經(jīng)營，使其與被投資國企業(yè)產(chǎn)生集聚效應，尤其是得到東道國的網(wǎng)絡支持、上下游技術溢出等渠道使東道國的先進技術在海外子公司實現(xiàn)“當?shù)鼗保赃m應母國發(fā)展。Jaffe M[4]577-598通過分析美國各州的專利數(shù)量發(fā)現(xiàn)，專利數(shù)量的多少與當?shù)貦C構的研發(fā)投入有密切關聯(lián)。從收益反饋效應來看，跨國公司收益增加會從兩個方面使母國的技術水平得到提升：一方面是成本的降低，另一方面是市場的擴張。母國企業(yè)通過OFDI，能夠優(yōu)化配置人力、資本等資源，同時，單位產(chǎn)品生產(chǎn)、研發(fā)成本由于市場的擴張而降低。通過這兩方面的共同作用，提高海外子公司的收益。陳巖[5]61-72通過分析華為技術有限公司的海外經(jīng)營經(jīng)驗，證實了收益反饋效應對母公司技術能力提升的重要性。Dunning J H[6]45-66也發(fā)現(xiàn)，子公司的專利申請數(shù)量逐年增加，離不開收益反饋效應的影響。然而，收益反饋效應在為公司獲取大量財富的同時，也要求公司對財富具備合理的支配能力，從而提高R&D水平，增強自主創(chuàng)新能力。

二是OFDI反向技術外溢對地區(qū)創(chuàng)新能力影響的異質性。Bitzer J,Kerekes M[7]355-358探究OECD國家的工業(yè)水平數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，除G7國家外，OFDI溢出效應均會阻礙社會生產(chǎn)率的提高。De La Potterie B V P，Lichtenberg F[8]490-497通過研究美國、日本等13個工業(yè)化國家的OFDI活動，認為OFDI技術溢出效應對國內(nèi)生產(chǎn)率具有促進作用。劉宏、趙恒園等[9]38-49利用我國2003—2016年的省級面板數(shù)據(jù)，構建門檻回歸模型進行研究，發(fā)現(xiàn)OFDI反向技術外溢對東、中、西部地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響為正，對東北地區(qū)的影響不明顯。趙甜、方慧[10]58-76實證研究OFDI對我國創(chuàng)新效率的影響，發(fā)現(xiàn)通過開展OFDI活動，東部地區(qū)的創(chuàng)新效率明顯高于中西部地區(qū)。沙文兵[11]80-94+136利用我國省級面板數(shù)據(jù)，以專利授權數(shù)為表征，構建靜態(tài)面板模型，發(fā)現(xiàn)OFDI對東部地區(qū)創(chuàng)新能力的反向技術外溢效應最大、中部次之，而對西部創(chuàng)新能力沒有產(chǎn)生顯著的反向技術外溢效應。白潔[12]65-69+89，劉明霞、王學軍[13]57-62+88-89從全要素生產(chǎn)率角度出發(fā)，證明了OFDI反向技術外溢效應具有地區(qū)異質性。然而，陳菲瓊、虞旭丹[14]101-106+137根據(jù)2003—2010年我國省級面板數(shù)據(jù)，利用L—P模型實證分析認為，OFDI對我國創(chuàng)新能力并無明顯提高作用。

綜上所述，學術界關于OFDI反向技術外溢與地區(qū)創(chuàng)新能力的研究已經(jīng)取得了較為豐碩的成果，但仍存在不足：一是總體來說，國外對于OFDI反向技術外溢影響地區(qū)創(chuàng)新能力的探究較早，且探究對象通常是日本、美國等發(fā)達國家。而我國OFDI起步較晚、發(fā)展時間較短，再加上分析時大多沿用國外學者提出的理論模型，較少考慮其對中國的適用性；二是學者們研究OFDI反向技術外溢效應的角度較為單一，大多是從全要素生產(chǎn)率和專利授權數(shù)等方面進行研究。事實上，衡量地區(qū)創(chuàng)新能力是極其復雜的問題，僅考慮創(chuàng)新產(chǎn)出是不準確的，應加入創(chuàng)新投入要素綜合考慮。鑒于此，本文綜合創(chuàng)新投入和產(chǎn)出兩方面因素，利用我國2009—2017年省級面板數(shù)據(jù)，構建靜態(tài)面板模型，實證檢驗OFDI反向技術外溢對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，以期為我國進一步促進區(qū)域協(xié)調(diào)一體化發(fā)展提供參考。

2 研究設計

2.1 變量選取

被解釋變量：區(qū)域創(chuàng)新能力(q)。結合上述分析，本文綜合創(chuàng)新投入和產(chǎn)出兩部分因素，參考樊剛、王小魯?shù)萚15]9-18和宋躍剛、杜江[16]60-73+128的做法，首先運用極大極小值法對各指標進行無量綱化處理，之后運用簡單的算數(shù)平均對區(qū)域創(chuàng)新能力進行測算。

核心解釋變量：OFDI逆向技術溢出(sf)。對OFDI逆向技術溢出的測算，見(1)式：

(1)

其中，OFDIjt和GDPjt分別是t時期我國對j國的OFDI存量和國內(nèi)生產(chǎn)總值。Sjt是采用永續(xù)盤存法測算出的t時期我國OFDI東道國j的國內(nèi)R&D資本存量，測算公式見(2)、(3)式：

St=(1-δ)St-1+Rt

(2)

(3)

在(2)式和(3)式中，St代表第t年的R&D存量；δ代表折舊率，一般取5%；Rt表示第t年實際的R&D支出；g表示各國 2009—2017年R&D支出的平均增長率。

在計算出通過OFDI逆向技術溢出渠道獲得的國際R&D資本存量總和后，再根據(jù)各省的OFDI存量比重計算各省獲得的國際R&D資本存量，計算公式見(4)式：

(4)

控制變量。產(chǎn)業(yè)結構(ind)，由(第三業(yè)增加值/第二、三產(chǎn)增加值之和)來衡量。產(chǎn)業(yè)地理集中度(igc)能夠影響區(qū)域經(jīng)濟的空間結構，同時工業(yè)集聚能夠推動區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提高，因此本文參考齊亞偉、陶長琪的方法，運用工業(yè)總產(chǎn)值的區(qū)位熵衡量產(chǎn)業(yè)地理集中度，即IGCit=(Rit/Rt)/(Yit/Yt)，其中Rit和Yit分別表示i省t年工業(yè)總產(chǎn)值和地區(qū)生產(chǎn)總值，Rt和Yt分別為中國t年工業(yè)總產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值。[17]14-23+131對外依存度(dft)，用各省的進出口貿(mào)易額同本省的地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示。

2.2 模型設定

綜合以上分析，本文在參考靳巧花、嚴太華做法的基礎上[18]57-66，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，構建經(jīng)濟計量模型，見(5)式：

(5)

其中，i表示省份，t表示年份，β0為常數(shù)項，被解釋變量q表示區(qū)域創(chuàng)新能力，核心解釋變量sf表示OFDI溢出的國外R&D資本存量，ind、igc和dft分別代表產(chǎn)業(yè)結構、產(chǎn)業(yè)地理集中度和對外依存度，ui表示反映個體效應的虛擬變量，εit表示隨機干擾項。

對(5)式取對數(shù)得到靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，見(6)式：

lnqit=lnβ0+β1lnsfit+β2lnindit+β3lnigcit+β4lndftit+ui+εit

(6)

2.3 描述性統(tǒng)計與數(shù)據(jù)來源

(1)描述性統(tǒng)計

本文運用stata12.0軟件對模型各變量進行描述性統(tǒng)計，模型中各變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 模型中各變量描述性統(tǒng)計

(2)數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本時間為2009—2017年。由于西藏自治區(qū)的部分數(shù)據(jù)存在嚴重缺失，因此將其從樣本中剔除，最終選取30個省(市、區(qū))的數(shù)據(jù)構建省級層面的面板模型。各地區(qū)的進出口總額和地區(qū)生產(chǎn)總值來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；區(qū)域創(chuàng)新能力所采用的指標來自歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》；國內(nèi)各省的OFDI存量數(shù)據(jù)來自《對外直接投資統(tǒng)計公報》；產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)地理集中度的數(shù)據(jù)來自歷年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

3 實證分析

3.1 二者關系初步判斷

為了解OFDI反向技術外溢與地區(qū)創(chuàng)新能力的基本關系，在進行回歸分析之前，有必要利用樣本數(shù)據(jù)，通過繪制散點圖，對二者關系進行初步判斷。OFDI反向技術外溢與地區(qū)創(chuàng)新能力關系散點圖見圖1。

圖1 OFDI反向技術外溢與地區(qū)創(chuàng)新能力關系散點圖

可以發(fā)現(xiàn)：圖1中，lnsf和lnq兩個變量形成的散點圖向右上方延伸，分布在擬合線的兩側。因此，初步判斷二者擬合程度較好，OFDI反向技術外溢與地區(qū)創(chuàng)新能力存在顯著的正向相關關系。

3.2 實證結果分析

(1)模型檢驗。(6)式是本文研究OFDI逆向技術溢出對區(qū)域創(chuàng)新能力影響所構建的靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，通常靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計方法主要分為三類：混合OLS、固定效應和隨機效應。為確定模型的具體估計方法，依次進行F檢驗、Lagrange乘數(shù)檢驗和Hausman檢驗，實證模型回歸結果見表2。

由于篇幅限制，本文僅列示出通過檢驗最終確定的模型估計方法，具體見表2的最后一行。

(2)全樣本回歸分析。表2第2列是全國樣本的回歸結果，分析如下：

表2 實證模型回歸結果

第一，從顯著性來看，除對外依存度外，其他變量均在1%水平下顯著，表明OFDI渠道溢出的國外R&D資本存量、產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)地理集中度對我國創(chuàng)新能力都具有顯著的正向影響。而對外依存度顯著性較低的原因，筆者認為可能是在逆全球化背景下，我國創(chuàng)新能力更多是依靠自主R&D等其他渠道促進，對外依存度較低。

第二，從系數(shù)來看，我國創(chuàng)新能力受OFDI逆向技術溢出影響的作用相對較大：OFDI溢出的國內(nèi)R&D資本存量每增加1%，將導致創(chuàng)新能力增加0.457%。這表明，采取對發(fā)達國家直接投資的方式來提升我國創(chuàng)新能力具有一定的可操作性。此外，產(chǎn)業(yè)結構對我國創(chuàng)新能力的影響系數(shù)最大，產(chǎn)業(yè)地理集中度的影響系數(shù)次之，對外依存度的影響系數(shù)最小。這表明，國內(nèi)創(chuàng)新能力提升主要取決于較為合理的產(chǎn)業(yè)結構和技術型產(chǎn)業(yè)的集聚，對國外依存度較小。

(3)分區(qū)域樣本回歸分析。東、中、西部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、社會內(nèi)部資源和文化等方面都存在明顯差異，導致三個地區(qū)“走出去”的程度不同。[19]24-30因此，為探究OFDI逆向技術溢出對我國不同地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，本文將全樣本數(shù)據(jù)按國家統(tǒng)計局對東、中、西“三大地帶”的劃分標準分為3個子樣本，再次運用上述方法對適用于每個子樣本數(shù)據(jù)的估計方法進行檢驗，表2中的第3、4、5列分別給出了東、中、西部3個子樣本的估計結果，分析如下：

第一，東、中和西部地區(qū)的OFDI都對創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的逆向技術溢出效應。從其影響大小來看，東、中和西部地區(qū)OFDI溢出的國內(nèi)R&D資本存量每增加1%，本地區(qū)創(chuàng)新能力分別增加0.457%、0.430%和0.363%。由此看出，OFDI反向技術外溢對東部地區(qū)創(chuàng)新能力提升作用最大、中部次之、西部最小，且對中西部地區(qū)創(chuàng)新能力的影響略低于全國平均水平。筆者認為原因如下：首先，地區(qū)OFDI規(guī)模存在較大差距。截止2017年底，我國東部地區(qū)OFDI存量在全國總存量中占比高達81.86%，中、西部地區(qū)OFDI存量分別僅占全國的10.69%和7.45%。其次，三大地區(qū)的對外依存度存在很大差異，導致各地區(qū)在吸收外部先進技術方面存在差異，從表2可知，對外依存度會促進東中部地區(qū)創(chuàng)新能力提升，但會抑制西部地區(qū)創(chuàng)新能力提升。

第二，從控制變量的結果來看，東中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)地理集中度對創(chuàng)新能力的促進作用明顯優(yōu)于西部地區(qū)，原因是東中部地區(qū)技術水平較高，企業(yè)對地區(qū)內(nèi)技術水平較低企業(yè)產(chǎn)生的輻射帶動效應較強，這使得創(chuàng)新能力存在較大的提升空間，使企業(yè)對空間的依賴性加強。同時，產(chǎn)業(yè)集聚使人才、教育等大量社會資源向該區(qū)域聚集，降低單位生產(chǎn)成本，提高資源利用率，使規(guī)模報酬遞增成為企業(yè)在區(qū)域內(nèi)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)地理集中的主要動力。加之企業(yè)間的良性競爭關系促使企業(yè)積極采取激勵機制加大研發(fā)力度，產(chǎn)生循環(huán)累積效應，進一步提升區(qū)域創(chuàng)新能力。此外，從對外依存度也可看出，不同地區(qū)的對外依存度對創(chuàng)新能力的影響也存在較大的差異。

4 結論與建議

4.1 結論

本文通過梳理以往文獻并利用2009—2017年我國30個省(市、區(qū))(西藏除外)的面板數(shù)據(jù)，研究了OFDI反向技術外溢對地區(qū)創(chuàng)新能力的影響，得出以下結論：

(1)我國OFDI通過其反向技術外溢對國內(nèi)創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向效應；

(2)OFDI反向技術外溢對國內(nèi)創(chuàng)新能力的影響表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，東部地區(qū)的OFDI對創(chuàng)新能力產(chǎn)生的反向技術外溢效應最大、中部次之、西部最??；

(3)產(chǎn)業(yè)結構和產(chǎn)業(yè)地理集中度對國內(nèi)創(chuàng)新能力提升的促進作用較大，而對外依存度對國內(nèi)創(chuàng)新能力提升的促進作用較小。

4.2 建議

(1)為進一步促進OFDI反向技術外溢對國內(nèi)創(chuàng)新能力的影響，管理部門應完善OFDI扶持政策，鼓勵發(fā)展高技術OFDI。應加強對企業(yè)投資取向的引導，使企業(yè)認識到，通過資源尋求型OFDI獲取海外優(yōu)勢只是短暫的，唯有重視高技術行業(yè)的海外投資，才能使企業(yè)占據(jù)長期優(yōu)勢。

(2)要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，加強產(chǎn)業(yè)融合，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。同時，要積極推動中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚，整合地區(qū)先進生產(chǎn)技術，形成整體價值鏈，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚的各種優(yōu)勢，推動地區(qū)技術創(chuàng)新水平的提高。

(3)企業(yè)應加強對先進技術的甄別，根據(jù)自身的管理水平，選擇適宜的先進技術，提高研發(fā)效率，實現(xiàn)企業(yè)整體創(chuàng)新能力的提高。