中國各省自主研發(fā)、OFDI、FDI、出口、進口的技術進步效應實證研究

呂寧

摘 要：采用我國31個省份（未包括臺灣省）的2006—2012年的面板數據，對OFDI、FDI、自主研發(fā)、出口和進口對于各省的技術進步效應進行實證，技術進步使用國內專利授權量來衡量。在實證方法上進行一些新的嘗試，比如沒有對各變量進行價格處理，也沒進行獲得的外國研發(fā)資本存量的計算，而采用OFDI存量來計算獲得的技術進步效應，并給出充分、合理的理由。實證結果表明，20個省份能夠從OFDI中獲得技術進步效應，17個省份能從FDI中獲得技術進步效應，23個省份的自主研發(fā)對技術進步有正面效應，僅有4個省份能從出口中獲得技術進步效應，21個省份能夠從進口中獲得技術進步效應，18個省份的截距項（研發(fā)環(huán)境）為正。另外，還對各種方式對于中國整體的技術進步效應進行分析。最后，提出相應的政策建議。

關鍵詞：各??；各技術進步方式；技術進步效應

中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）06-0136-04

引言

2013年，中國貨物進出口總額為4.16萬億美元，增長7.6%，一舉成為世界第一貨物貿易大國。同年中國吸引外資達1 239億美元，較上年增長2.3%，居全球第二位。同年中國對外直接投資流量創(chuàng)下1 078.4億美元的歷史新高，同比增長22.8%，連續(xù)二年位列全球三大對外投資國。通過貨物進出口、FDI、OFDI都能夠增加生產、改善經濟結構、促進技術進步，在國家之間的競爭越來越以科技為終極競爭時，上述方式的技術進步效應越來越引人關注。此外，其他技術進步方式還包括自主研發(fā)和國際技術貿易。這些方式對于技術進步效應的研究日益受到理論界的重視。這些問題的關聯性較強，往往會被放在一起進行比較研究。

一、文獻綜述

（一）國外研究

Macdougall（1960）在分析FDI的福利效應時，首次提出FDI的技術溢出也是重要的福利效應之一，這是較早的關于技術溢出的觀點。

羅默（1986）在羅默模型中認為，除了資本和勞動這兩個要素以外，還包括另外兩個要素，它們是人力資本、技術水平（人力資本和技術水平是知識的轉化和具體表現形式），能夠帶來正的外部性。知識要通過投資才能促進積累，這種積累又刺激投資，從而投資的持續(xù)增長能永久性提高經濟增長率。羅默還暗示，到外國直接投資能夠給東道國帶來技術溢出效應。

Kogut 和Chang（1991），首次用實證方法檢驗了TSFDI（技術尋求型對外直接投資）的存在和作用。他們發(fā)現日本企業(yè)對美國的直接投資集中分布在R&D密集型產業(yè)，并傾向于采取合資方式。他們據此推測，獲取東道國逆向技術溢出是日本企業(yè)對美國進行直接投資的重要動因。

Coe和Helpman（1995）（簡稱C-H）用21個OECD國家和以色列1971—1990年的面板數據進行實證，結果表明，對于大國而言，國內R&D資本存量的彈性要大于外國R&D資本存量的TFP彈性；對于小國而言，國內R&D資本存量的TFP彈性要小于外國R&D資本存量的TFP彈性；進口占GDP比重越大的國家，從外國中獲得的技術溢出效應越大。

Lichtenberg F.和B.van Pottelsberghe de la Potterie（簡稱LP，2000）采用了1971—1990年間美國、日本和德國等13個國家的數據，對進口、利用外資與對外投資三種途徑所導致的國外R&D外溢效應進行檢驗。結果證實了進口和ODI（即OFDI）均是國際技術溢出的重要渠道，而FDI卻沒有對東道國的技術進步產生推動作用。

Bitzer和Kerekes（2008）采用17個OECD國家1973—2000年的產業(yè)層面數據，檢驗了OFDI的逆向技術溢出效應，卻得出與Potterie和Lichtenberg（2001）完全相反的結論：FDI流入對國內技術進步具有顯著的溢出效應，而OFDI則并未產生顯著的逆向技術溢出效應。

（二）國內研究

趙偉、古廣東、何元慶（2006）對于Lichtenberg和Potterie（1996）模型進行了修正，采用我國十大外向FDI國1985—2004年間的對外直接投資存量數據，通過實證證明了外向FDI能夠促進我國的TFP的增長。

王英和劉思峰（2008）測算了中國1985—2005年間通過外國直接投資、對外直接投資、出口貿易和進口貿易四種渠道獲得的技術外溢對于中國全要素生產率的影響。結果表明，國內的研發(fā)支出是最重要因素，外國直接投資和出口貿易是重要源泉，而對外直接投資和進口貿易起微弱的阻礙作用。

劉宏、秦蕾（2013）利用1990—2010年OFDI存量數據，參照CH模型構建國際R&D溢出回歸模型，分析了OFDI逆向技術溢出效應對國內技術進步的推動作用。實證結果表明，OFDI對國內技術進步具有積極的促進作用，在假定其他變量不變的情況下，對外直接投資存量每增加10%，全要素生產率就會增長1‰，但存在時間上的滯后效應。

國外的研究較為成熟，為國內的研究提供了一些理論和方法。關于中國的對外直接投資能不能夠獲得技術進步的實證研究結果不同。但通過對外直接投資獲得技術溢出確實很重要，中國最高層多次表示獲得技術是中國企業(yè)走出去的戰(zhàn)略目標之一。因此，本文對這一問題進行了不同于先前學者的研究。

二、研究的主要思路和創(chuàng)新點

中國各個省份的之間發(fā)展很不平衡，因此，本文嘗試將中國各省市區(qū)的對外直接投資等方式獲得的技術進步效應分別實證，而以前的研究是從中國整體上或者按照東部、中部、西部的劃分來實證的，這樣會籠統一些。

本文在方法上也做了一些嘗試。第一，在技術進步衡量指標的選取上沒有選用此類研究經常選用的指標——全要素生產率，而是選用了中國國內專利授權量，主要原因是全要素生產率的測算方法不同，結果也會不同，而國內專利授權量較為客觀。第二，沒有進行中國對外直接投資獲取的研發(fā)資本存量的測算，而是采用了中國對外直接投資存量來計算獲得的技術進步效應。主要理由如下：首先，國外研發(fā)資本存量要通過中國的對外直接投資來發(fā)生作用，國外研發(fā)資本存量對于中國來說是一個外生變量，是不可直接控制的。其次，決定中國對外直接投資獲得技術進步效應的因素不僅只有研發(fā)資本存量，還有人力資本和文化制度等因素，單純計算研發(fā)資本存量，模糊了對外直接投資獲得技術進步效應其他方面影響因素的作用。再次，不同學者在測算研發(fā)資本存量時所用的折舊率不同，測算出來的研發(fā)資本存量就會不一樣。

在方法上的嘗試還包括未對國內研發(fā)資本存量消除價格上漲的影響，即只計算了國內名義研發(fā)資本存量。這樣做的原因是：研發(fā)資本存量主要是依據研發(fā)支出來進行計算的，研發(fā)支出和當年的專利授權量是在國內外經濟環(huán)境作用下發(fā)生的，其中包括價格上漲，如果對研發(fā)支出和研發(fā)存量消除了價格上漲因素的影響，那么對于其他變量如何做類似的處理呢？有的變量實際上無法進行價格處理。如果對各變量沒有做統一的價格處理就有可能扭曲各種經濟現象之間的聯系。

三、數據、方法和模型建立

本文選取了我國31個省區(qū)市的2006—2012年的數據（數據來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國對外直接投資統計公報》《中國商務年鑒》以及各省統計年鑒對應年份）。

由于沒有直接的各省研發(fā)資本存量的數據，對這一數據采用根據研發(fā)支出估算的方法，具體方法是永續(xù)盤存法。

RDt=（1-δ）RDt-1+It （1）

其中，RDt為第t期的研發(fā)資本存量，RDt-1為第t-1期的研發(fā)資本存量，It為第t期的研發(fā)支出總額，δ為資本的折舊率，本文按照慣例取其為5%。

對基期研發(fā)資本存量的估計運用公式：

RD2006=I2006/（ɡ+δ） （2）

其中，RD2006是2006年的研發(fā)資本存量，I2006是2006年的研發(fā)支出總額，ɡ為研發(fā)支出平均增長率，δ為折舊率。

基本模型為：

LNPA =αn+ β1n*LNOFDI + β2n*LNFDI + β3n*LNRD + β4n*LNEX+

β5n*LNIM （3）

其中，n=1，2，…，31，是代表各省截面的序號。PA表示各省國內專利授權量，它是代表技術進步效應的被解釋變量，αn是常數項，OFDI是各省對外直接投資存量，FDI是外國在中國各省直接投資的存量，EX是各省出口額，IM是各省進口額，RD為各省研發(fā)資本存量，β1n、β2n、β3n、β4n、β5n是對應解釋變量的系數。LN是自然對數運算符號。2012年，在專有權利使用費和特許費方面中國支付給國外出口商177.5億美元，規(guī)模較小，未將技術貿易引入模型。時間變量在回歸時引入。面對相同的數據可以有多種建立模型的選擇，為了建立合理的模型，進行了多次檢驗，最終確定應該建立個體固定效應變系數模型（本文首先在混合模型和固定效應模型之間進行選擇，其次進行了Hausman檢驗，最后還在建立不變系數模型、變截距模型、變系數模型之間進行選擇）。

在對式（3）進行回歸之前，本文先對各變量分別采用LLC、PP、ADF方法進行面板數據的單位根檢驗，檢驗結果表明，各變量的水平值均通過了上述各方法1%的顯著性檢驗。因此，所有變量不存在單位根，本文的樣本數據是平穩(wěn)的，可以進行回歸。

四、實證及結果分析

回歸后，得到一些擬合判斷標準如下：

R-squared=0.999971，Adjusted R-squared=0.999795，

F-statistic=5 702.797，Prob（F-statistic）=0.000000

這表明，模型擬合效果較好?；貧w結果中解釋變量和各解釋變量的關系以表格形式給出。

實證結果表明，全國31個省份有20個能夠從OFDI中獲得技術進步效應，有17個能從FDI中獲得技術進步效應，23個省份的自主研發(fā)對技術進步有正面效應，僅有4個省份能從出口中獲得技術進步效應，21個省份能夠從進口中獲得技術進步效應，18個省份的截距項為正。

11個從OFDI中獲得負的技術進步效應的省份2013年的人均GDP都處于中游或下游，最高排名的為山東，排在第10位，其余的排名為第11位、第18位、第19位、第20位、第23位、第24位、第25位、第27位、第30位、第31位。在這11個省份中，排名比較靠前的第10位、第11位、第18位、第19位、第20位的省區(qū)市的截距項有4個為負，這表明雖然他們的經濟水平和技術水平不低，但是研發(fā)環(huán)境并不算好。因此，人均GDP水平代表了經濟實力和現有的技術水平，這會影響對外直接投資的技術進步效應，但是各省份的研發(fā)環(huán)境對于對外直接投資技術進步效應的獲得也有很大的影響，即使技術水平高、人均GDP也高，但是如果研發(fā)環(huán)境不好，那么進行OFDI所帶來的技術進步效應也可能為負。

人均GDP排名第1位至第8位的省份都從對外直接投資中獲得了技術進步效應，因此具備一定的國內基礎進行對外直接投資能夠獲得更高的技術進步效應。這些省份擁有一些具有一定國際競爭力的企業(yè)，在國外進行直接投資取得了一定收益，并且取得了較多的技術進步效應。

除了排名前8位的和11個從OFDI中獲得負的技術進步效應的省份外，還有另外12個人均GDP處于中下游水平的省份，它們也獲得了技術進步效應，如何解釋呢？從截距項或許可以找到答案，這12個省份中，有8個截距項為正，這表明，即使人均GDP水平不高，技術水平也不很高，但是如果該省份的研發(fā)環(huán)境較好，也能夠從OFDI中獲得技術進步效應。還有一些省份人均GDP很低，技術水平也很低，提升的余地比較大，所以易于通過對外直接投資提升技術水平。

從FDI中不能獲得技術進步效應的省份人均GDP總體來說較高，排名第2位、第3位、第4位、第7位的都在此列。排名在第20位以后的僅有5個，最低排名是第27位。這表明，隨著技術水平的提高，在這些排名較高的省份，本土企業(yè)和外國的跨國公司的技術差距逐漸縮小，這樣獲得技術溢出的空間在壓縮。另外，一些發(fā)達國家的在華跨國公司為了維持自己的競爭優(yōu)勢而對中國企業(yè)進行技術封鎖，其轉移給中國的是一些標準技術和成熟技術，而核心零部件的生產和核心研發(fā)放在母國國內。

研發(fā)對技術進步起負面作用的省份在人均GDP上排位在第1位、第5位、第6位、第8位、第9位、第10位、第12位、第29位，除了排位在第29位的以外，其他都是經濟較為發(fā)達的省份?？赡艿脑蚴沁@些省份由于經濟上的優(yōu)勢而產生麻痹，吃老本而忽略了研發(fā)的作用，這些省份的經濟發(fā)達與之前的研發(fā)是有關系的，原來研發(fā)能力強、經濟基礎好的作用延續(xù)到現在，但是研發(fā)的作用表現為負，說明他們忽視了研發(fā)的作用，如果按照這種趨勢發(fā)展下去，它們的優(yōu)勢會逐漸減弱。

僅有4個省份能從出口中獲得技術進步效應，這表明中國現在出口的增長仍舊是粗放式增長為主，這種增長不利于中國的技術進步，不利于中國經濟增長方式的轉型。這種普遍現象表明出口增長方式的轉變和經濟增長方式的轉型應該在全國范圍內展開，而不僅是個別省區(qū)市的問題。

10個省份能夠從進口中獲得負的技術進步效應，他們在2013年人均GDP的排名是第2位、第10位、第16位、第20位、第21位、第22位、第25位、第26位、第30位、第31位。排在第2位的北京地位較為特殊，因為很多全國性的資源類公司總部都在北京，進口一些資源和能源類產品以供全國使用，大宗的商品進口不易起到帶動技術進步的作用。其余的排在中游的省份進口帶動作用不強可能源于貨物進口選擇不當以及消化吸收再創(chuàng)新能力不足或激勵不夠。

從截距項來看，北京、上海和江蘇的研發(fā)環(huán)境較好。這與中國經濟發(fā)展和科技發(fā)展的實際較為符合。

OFDI對PA作用的系數平均值為0.177562194，FDI對PA作用的系數平均值為1.128703516，RD對PA作用的系數平均值為0.804881419，EX對PA作用的系數平均值為-1.515509774，IM對PA作用的系數平均值為0.782544258，截距項的平均值為-9.193695065。

可以看出，雖然中國從OFDI中獲得了正向技術進步效應的省份比從FDI中獲得正向技術進步效應的省份多，但是從FDI中獲得的總體技術進步效應要更大。另外，中國整體從OFDI所獲取的技術進步效應也小于從進口所取得的技術進步效應。出口的平均影響和出口對各省的影響相似。截距項平均值表明，中國整體的研發(fā)環(huán)境不佳。

總結和政策建議

本文通過構建面板模型，實證了技術進步的各個渠道對于中國各省份技術進步的作用。OFDI雖然在多數省份技術進步效應為正，但是作用較小，應大幅提升。FDI雖然對技術進步的作用在較多的省份為負，但是整體作用較強，應該繼續(xù)發(fā)揮其作用。研發(fā)資本存量對于技術進步的作用在很多省份為負，這可能與一些省份經濟較強帶來的自負有關，發(fā)達省份不應該忽視研發(fā)投入的作用。出口對于技術進步的作用無論從各個省份看，還是從平均水平看，都表明現有的出口增長方式及其背后的經濟增長方式已到了必須轉型的時候。進口帶給中國的技術進步效應也較強，應該繼續(xù)更好地發(fā)揮其作用。最主要的問題是中國技術進步的整體環(huán)境較差，提升一個國家創(chuàng)新水平不單單是研發(fā)支出的增加問題，還要有更完善的文化和制度建設。

根據上述研究結論提出以下建議：企業(yè)在對外直接投資方面，首先，要選擇科技水平高、投資環(huán)境好的國家和地區(qū)為投資目的地；其次，企業(yè)要加強自主研發(fā)，提高其對獲得的技術溢出的吸收能力；再次，要充分運用東道國的本土化戰(zhàn)略，并很好地履行在當地的社會責任。政府要從財政、金融上對OFDI尤其是技術導向的OFDI進行支持，要給予審批和備案方面的更多便利，還要建立好服務機制。

在利用外資提高技術水平方面要考慮以下一些內容：首先要加強對外國直接投資的產業(yè)引導。要將技術進步效應作為地方政府引資工作評價的重要指標。

如果使出口對于技術進步的作用轉為正向，要和引進外資相結合，也必須和國內的經濟轉型相配合，轉型支持的產業(yè)就應該是出口支持的產業(yè)。

在進口方面，對于一些技術含量高的中間產品和機器設備進口采取更加優(yōu)惠的政策，減少一些非必需品的進口。

為了進一步發(fā)揮自主研發(fā)的作用，改善整個國家的技術進步環(huán)境，應該進一步深化科技體制改革，加快國家創(chuàng)新體系建設。需要打造一個真正包容創(chuàng)新、尊重創(chuàng)新、激勵創(chuàng)新的軟環(huán)境，這也許是創(chuàng)新型國家建設的重中之重。

參考文獻：

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[9] 趙偉，古廣東，何元慶.外向FDI與中國技術進步：機理分析與嘗試性實證[J].管理世界，2006，（7）：53-60.

[責任編輯 吳 迪]