陳林靈?吉余峰

摘要：本文利用2003-2017年中國各省份數(shù)據(jù)，通過實(shí)證檢驗(yàn)的方式研究中國對歐盟直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，中國對歐盟直接投資存在顯著地正逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：對外直接投資（OFDI） 逆向技術(shù)溢出效應(yīng) 吸收能力

一、引言

隨著中國“吸引外資”和“走出去”雙重政策的不斷推進(jìn)，中國對歐盟直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大。與此同時，中國對歐盟直接投資是否存在逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的問題引起許多學(xué)者的關(guān)注和研究，但目前針對該問題的研究結(jié)果尚沒有統(tǒng)一結(jié)論，也沒有統(tǒng)一的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。因此本文利用省際時間序列數(shù)據(jù)實(shí)證研究：一是中國對歐盟直接投資是否存在逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。二是吸收能力如何影響逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，國外學(xué)者研究較早。Kogut和Chang（1991）利用1976-1987年的時間序列數(shù)據(jù)第一次實(shí)證研究逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，表明美國的資本研發(fā)密度對日本企業(yè)進(jìn)入美國市場的數(shù)量存在顯著而積極的影響，并在此基礎(chǔ)上產(chǎn)生了逆向技術(shù)逆向溢出的猜想。Bitzer和Kerekes（2008）利用17個OECD國家1973-2000年產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)，運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，分析得出了OFDI的逆向技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)并不顯著。然而Xia、Ortiz和Wang（2016）利用2003-2012年中國省級面板數(shù)據(jù)，通過面板門限回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)分析中國對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對技術(shù)進(jìn)步（全要素生產(chǎn)率）的影響，實(shí)證結(jié)果表明當(dāng)市場程度超過相應(yīng)程度的閾值水平時將促進(jìn)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)生積極的作用。

國內(nèi)學(xué)者研究起步稍晚，但研究成果豐富。李梅、柳士昌（2012）利用我國2003-2009年的省際面板數(shù)據(jù)，通過GMM方法實(shí)證檢驗(yàn)了對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。研究結(jié)果說明目前對外直接投資沒有給我國的技術(shù)進(jìn)步（全要素生產(chǎn)率）帶來顯著的逆向溢出效應(yīng)。梁鍶、謝吉惠、苑生龍（2018）利用2007-2017年省級面板數(shù)據(jù)，在通過系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法克服內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，從東中西地區(qū)分別實(shí)證研究了我國對外直接投資逆向技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響，雖然該溢出效應(yīng)目前顯示尚小。

以上文獻(xiàn)表明，OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的存在性還無法得到一致結(jié)論，其主要原因與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的原因類似。根據(jù)現(xiàn)有研究FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)表明，當(dāng)東道國自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定程度后，才可能有效學(xué)習(xí)和吸收從投資國帶來的先進(jìn)技術(shù)，這種現(xiàn)象被稱為“門檻效應(yīng)”。簡言之，當(dāng)推動FDI技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)揮作用的影響因素達(dá)到某一特定水平，且該特定水平在門檻水平之上，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效應(yīng)才會顯著。因此同理可得，當(dāng)影響OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的因素超過某一門檻水平，OFDI才能促進(jìn)東道國技術(shù)進(jìn)步。

而影響OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的因素有很多，梁文化、劉宏（2017）在對外直接投資驅(qū)動投資母國技術(shù)進(jìn)步機(jī)理的基礎(chǔ)上，選擇自主研發(fā)、對外直接投資、外商投資和進(jìn)口貿(mào)易這四種指標(biāo)進(jìn)行衡量，實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論：這四種要素對中國技術(shù)進(jìn)步的影響均存在顯著作用。胡亞楠（2017）在建立靜態(tài)面板門檻回歸模型的基礎(chǔ)上，選擇人力資本、研發(fā)強(qiáng)度、對外開放程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平這四個要素作為門檻變量進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論：吸收能力影響逆向技術(shù)溢出的效果具有“門檻效應(yīng)”，且吸收能力越高，逆向技術(shù)溢出效應(yīng)越顯著。

因此本文以吸收能力視角，選取人力資本、R&D研發(fā)強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)開放度為吸收能力指標(biāo)探究OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

本文借鑒C-H的基本模型和L-P的研究思路，假設(shè)當(dāng)一國經(jīng)濟(jì)對外開放時，中國的技術(shù)進(jìn)步不僅來源于于國內(nèi)的研發(fā)資本存量，也來源于國際直接投資渠道獲得的外國研發(fā)資本存量，構(gòu)建以下回歸模型：

其中，i表示地區(qū);t表示年份;TFP表示全要素生產(chǎn)率，本文依據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：進(jìn)行計(jì)算;表示國內(nèi)研發(fā)資本存量，本文根據(jù)“永續(xù)盤存法”進(jìn)行計(jì)算;表示中國對歐盟直接投資所獲取的國外研發(fā)資本存量，本文采用L-P公式進(jìn)行計(jì)算，在衡量各地區(qū)OFDI的國外研發(fā)存量時，加入各地區(qū)權(quán)重。方法為：。為誤差項(xiàng)。

（二）吸收能力指標(biāo)的衡量與計(jì)算

關(guān)于人力資本的衡量，由于高素質(zhì)人員能夠高效掌握技術(shù)知識，并將知識精確傳播，本文設(shè)定計(jì)算公式為：

=研發(fā)科研人員/總?cè)丝跀?shù)

關(guān)于R&D研發(fā)強(qiáng)度的衡量，本文研發(fā)強(qiáng)度用各省份研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占各省GDP總量的比例衡量，計(jì)算公式為：

=研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出/GDP

關(guān)于經(jīng)濟(jì)開放度的衡量，本文采用貿(mào)易開放度的指標(biāo)來表示，計(jì)算公式為：

=進(jìn)出口總額/GDP

（三）考慮吸收能力影響的交互模型

從吸收能力角度出發(fā)，影響對外直接投資逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的因素很多，本文綜合考慮后選取人力資本、R&D研發(fā)強(qiáng)度、和經(jīng)濟(jì)對外開放度3個變量來表示我國的吸收能力，構(gòu)建如下3個拓展回歸模型：

其中，、、分別表示人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)對外開放度;（i=1到3）表示在考慮吸收能力變量后，中國對歐盟直接投資的逆向技術(shù)溢出對我國國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響。

（四）數(shù)據(jù)說明

本文依據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取全國30個省、自治區(qū)和直轄市2003-2017年的面板數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究的基礎(chǔ)，同時選取英國、荷蘭、盧森堡和德國、瑞典、法國、意大利、愛爾蘭、奧地利、塞浦路斯、西班牙、比利時、波蘭、匈牙利、羅馬尼亞、保加利亞、丹麥、芬蘭、希臘、馬耳他、捷克、葡萄牙共22個國家作為歐盟的代表，主要原因在于以上這些國家直接投資的數(shù)額占其對整個歐盟組織的99.8%。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)這四種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，、、、、、均是平穩(wěn)序列，可以直接進(jìn)行回歸。

（二）中國對歐盟OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行中國對歐盟OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在性檢驗(yàn)，如下表所示：

根據(jù)回歸結(jié)果分析，本文可以得出以下幾個結(jié)論：

結(jié)論1：據(jù)模型（1）可知，我國國內(nèi)研發(fā)資本投入對技術(shù)進(jìn)步影響不顯著，主要原因在于：雖然近年來中國一些大中型企業(yè)加大了研發(fā)支出，引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，但我國目前勞動力技術(shù)水平較低，無法吸收利用這些先進(jìn)技術(shù)。

結(jié)論2：據(jù)模型（1）可知，的回歸系數(shù)為0.031985，系數(shù)為正且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，這說明在沒有其他影響因素的情況下，中國對歐盟OFDI所溢出的資本存量顯著促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。

結(jié)論3：加入交互項(xiàng)后，模型（2）至模型（4）的估計(jì)系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。這說明吸收能力會顯著影響中國對歐盟OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

五、政策建議

根據(jù)上文實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果，本文得出的結(jié)論為中國對歐盟直接投資存在顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)?；诖?，本文將分別從企業(yè)和國家2個層面就如何提高中國對歐盟直接投資逆向技術(shù)溢出給予相關(guān)的建議。

企業(yè)層面主要包括以下幾點(diǎn)：一是擴(kuò)大中國對歐盟OFDI規(guī)模，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu);二是重視高科技人才，增加崗位技能培訓(xùn)，培訓(xùn)內(nèi)容不僅包含理論知識，還包含實(shí)踐技能操作的培訓(xùn);三是重視自主研發(fā)，加強(qiáng)自身研發(fā)能力。

國家層面主要包括以下幾點(diǎn)：一是完善對歐盟OFDI相關(guān)政策，不斷增強(qiáng)服務(wù)能力;二是優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，加大對國內(nèi)高等院校高素質(zhì)人才的投資和鼓勵;三是繼續(xù)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)開放政策，改善我國的經(jīng)濟(jì)開放環(huán)境;四是加大研發(fā)支出投入力度，鼓勵企業(yè)提高自主創(chuàng)新能力。

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