中山大學 林 劼

OFDI反向技術溢出與區(qū)域經濟增長
——基于我國東西部面板數(shù)據(jù)的實證研究

中山大學 林 劼

一、引言與文獻綜述

進入21世紀以來，我國政府加快實施“走出去”戰(zhàn)略的步伐，大力推行海外投資便利化，鼓勵有實力的各種所有制企業(yè)跨出國門對外投資。

從我國整體來看:(1)我國對外直接投資的流量從2003年的28億美元增長到2012年的878億美元，十年間OFDI流量的年均增長速度高達41.6%，并在2012年首次成為世界第3大對外直接投資經濟實體;(2)我國對外直接投資的存量從2003年的332億美元上漲為2012年的5319.40億美元，雖然我國對外直接投資起步較晚，OFDI存量的規(guī)模不及發(fā)達國家，但在全球經濟復蘇步履蹣跚的2012年，我國存量排名上升為全球第13位。［1］

從區(qū)域分布來看:(1)在世界經濟復蘇存在諸多不確定性的2012年中，我國東部地區(qū)OFDI流量為254.54億美元，流量規(guī)模居東中西部地區(qū)之首;我國西部地區(qū)和中部地區(qū)的OFDI流量分別為55.26億美元和32.26億美元。(2)我國地方非金融類的對外直接投資實現(xiàn)了2003年以來的連續(xù)10年增長，其中，2012年西部地區(qū)OFDI流量同比上漲88.40%，增長速度居東中西部之首;東部地區(qū)和中部地區(qū)的OFDI流量增長率分別為45%和5.1%。(3)各省份OFDI規(guī)模具有明顯的地域差別。2012年地方對外直接投資流量最多的前10個省(自治區(qū)、直轄市)中，排名前7名的廣東、山東、上海、江蘇、遼寧、浙江、北京均屬于東部地區(qū)，我國東部依然占據(jù)明顯的經濟優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢;西部地區(qū)也有后起之秀，甘肅和云南分別以13.82億美元和10.40億美元位居第8名和第9名;處于中部地區(qū)的湖南以9.95億美元位居第10。

我國大力推行“走出去”戰(zhàn)略的目的，除了利用好外匯儲備購買海外優(yōu)質資產、拓寬本國企業(yè)的融資渠道、海外投資獲取利潤，更重要的是通過對外直接投資獲取反向技術溢出，即我國可以接觸到其他國家先進的智力要素、科學技術、信息情報等科技與研發(fā)資源，如果能夠從中獲取其先進技術并向我國國內轉移、擴散，可以促進我國科技進步和經濟增長。

最早猜測一國可以從對外貿易、海外投資中獲取技術溢出的是Grossman和Helpman(1991)，但他們局限于理論層面的探討，并沒有實證支持。Kought和 Chang(1991)在分析日本企業(yè)1976年至1987年對美國海外投資的數(shù)據(jù)中，發(fā)現(xiàn)了OFDI反向技術溢出的存在，首次建立模型并運用數(shù)據(jù)來量化OFDI反向技術溢出的是Coe和Helpman(C-H，1995)。受到C-H模型的啟發(fā)，許多學者修改模型并運用不同國家、不同行業(yè)的數(shù)據(jù)，實證檢驗了OFDI反向技術溢出的存在。

我國學者對于OFDI反向技術溢出的研究起步較晚，國內現(xiàn)有的對于我國OFDI反向技術溢出的實證研究可以分成三類:第一類是探究OFDI反向技術溢出的影響因素，比如劉明霞和王軍(2009)提出了可以把人力資本和OFDI的交叉項作為反映OFDI反向技術溢出吸收能力的代理變量，比如陳巖(2011)提出了一國經濟開放程度會影響反向技術溢出的效率等;第二類是探究OFDI反向技術溢出的實現(xiàn)機制，比如陳菲瓊和虞旭丹(2009)提出的經營成果反饋機制，陳巖(2011)提出海外研發(fā)溢出機制和內部整合機制;第三類是運用不同技術手段量化OFDI反向技術溢出的大小，但大多沿用了Lichtenberg和Pottelsbergh(2001)提出的L-P模型來測算國際科技與研發(fā)能力。

本文首先利用修正的B-K模型，以我國對外直接投資存量最多的10個國家作為權重，計算我國2003～2012年通過對外直接投資獲得的OFDI反向技術溢出;在此基礎上，建立拓展的Cobb-Douglas生產函數(shù)，針對我國東部地區(qū)、西部地區(qū)進行面板單位根檢驗及面板協(xié)整檢驗，建立面板誤差修正模型和面板GLS模型，通過東西部地區(qū)與全國平均水平的對比，通過短期與長期的對比，探究OFDI反向技術溢出對區(qū)域經濟增長的影響，進而提出政策建議。

二、基于修正B-K模型的OFDI反向技術溢出

國際上對于衡量一國對外直接投資反向技術溢出的研究始于Coe和Helpman(C-H，1995)，他們引入國內外R＆D資本存量建立C-H模型，通過實證分析證明并量化了OFDI反向技術溢出。

在此基礎上，許多學者通過修改C-H模型中對于國際R＆D資本存量計算過程中存在的缺陷，運用不同數(shù)據(jù)對OFDI反向技術溢出進行了實證檢驗，比如Lichtenberg和Pottelsbergh(2001)提出的L-P模型，Driffield和Love(2003)提出的D-L模型。

近年來，隨著研究OFDI反向技術溢出的愈加深入，許多學者指出的上述模型中以全要素生產率TFP代表一國的技術水平是值得商榷的，因為TFP代表的技術進步沒有考慮物質資本投入和勞動力資本投入，而“技術進步”包含的廣度和深度遠超過TFP增長，Bitzer和Kerekes(2008)提出了如下所示的B-K模型對此缺陷進行改進。

本文在B-K模型的基礎上，綜合考慮了現(xiàn)實中影響我國對外直接投資獲得反向技術溢出大小的研究與開發(fā)支出因素與高科技出口因素，建立如下修正B-K模型:

其中:

OFDIit代表一國i在t時期內的對外直接投資存量;

kit代表一國i在t時期內的固定資產存量。

∑Gj代表國際科技發(fā)展水平，反映了一國能從對外直接投資國中獲得的反向技術溢出程度，由世界銀行數(shù)據(jù)庫中“研究與開發(fā)支出”和“高科技出口”兩個指標的算術平均值構成。本文選取了2003年至2012年以來中國對外直接投資存量最多的10個國家(美國、澳大利亞、新加坡、英國、哈薩克斯坦、加拿大、俄羅斯、南非、法國、德國)作為計算權重的“一籃子”國家，計算出∑Gj如表1所示。

三、OFDI反向技術溢出與區(qū)域經濟增長的模型設定與數(shù)據(jù)選擇

(一)模型設定。

本文在使用拓展的Cobb-Douglas生產函數(shù)的基礎上，運用上文中修正的B-K模型來測算我國OFDI反向技術溢出的大小，建立如下模型:

上式中:i表示地區(qū);t表示時間;Y表示產出;K表示物質資本投入;L表示勞動力投入;A表示技術因子，反映了我國全要素生產率TFP的水平，影響技術因子A的因素有兩個，一是我國對外直接投資所獲得的反向技術溢出SFT，二是我國自身研究與實驗發(fā)展所獲得的技術溢出ST;θ和?分別表示SFT與ST對我國全要素生產率的貢獻程度。

對上式取對數(shù)，得到:

(二)數(shù)據(jù)選擇。

1.i表示我國各省(自治區(qū)、直轄市)。根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑:我國東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、海南等10個省(直轄市);我國西部地區(qū)包括廣西、四川、重慶、內蒙古、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏等12個省(自治區(qū)、直轄市)，但由于數(shù)據(jù)缺失等原因，在處理數(shù)據(jù)的過程中，本文剔除了西藏，并把四川與重慶合并為一個樣本。

表1 2003～2012年我國OFDI反向技術溢出

2.t表示時間。我們選取了2003～2012年共十年作為研究的時間段。

3.Y表示地區(qū)生產總值(億元)。原始數(shù)據(jù)來自于各省(自治區(qū)、直轄市)的《統(tǒng)計年鑒》，并用居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)、固定資產投資價格指數(shù)的算術平均值平減為2003年的不變價格。

4.K表示以永續(xù)盤存法計算的地區(qū)固定資本存量(億元)。遵循如下公式:

其中，原始數(shù)據(jù)來自于各省(自治區(qū)、直轄市)《統(tǒng)計年鑒》的“固定資本存量”，并用固定資產投資價格指數(shù)進行平減為2003年的不變價格，折舊率δ遵循南洋理工大學與南京大學的研究成果，設定為10.96%。

5.L表示地區(qū)“按城鄉(xiāng)分從業(yè)人數(shù)(年底數(shù))”(萬人)。原始數(shù)據(jù)來自于各省(自治區(qū)、直轄市)的《統(tǒng)計年鑒》。

6.SFT按照上文中基于修正的B-K模型計算出來的OFDI反向技術溢出。

7.ST表示各省(自治區(qū)、直轄市)的“研究與實驗發(fā)展(R＆D)內部經費支出”(億元)。原始數(shù)據(jù)來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，并用居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)、固定資產投資價格指數(shù)的算術平均值平減為2003年的不變價格。

四、OFDI反向技術溢出與區(qū)域經濟增長的實證分析

(一)面板單位根檢驗。

面板單位根檢驗的目的是檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性、確保實證分析結果的穩(wěn)健性?？紤]到本文選取的2003年至2012年各省份數(shù)據(jù)的截面異質性與干擾項自相關等問題，采用含有常數(shù)項與趨勢項的LLC檢驗(Levin，Lin，Chu，2002)，H0——面板中所有截面所對應的序列都是非平穩(wěn)的，構造統(tǒng)計量——對單個截面進行ADF檢驗后得到的t值取平均值后進行相應調整，如果LLC檢驗的結果拒絕H0，則說明所有序列都是平穩(wěn)的。LLC檢驗結果如表2所示。

檢驗結果顯示，按照不同地域進行分類的各變量的原序列均是平穩(wěn)序列。其中，lnY(全國、西部、東部)、lnSFT(全國、西部、東部)、lnST(全國、東部)、lnK(全國)、lnL(全國、西部、東部)均在1%的顯著性水平下平穩(wěn);lnST(西部)、lnK(西部)均在5%的顯著性水平下平穩(wěn);lnK(東部)也在10%的顯著性水平下平穩(wěn)。

(二)面板協(xié)整檢驗。

面板協(xié)整檢驗反映了變量之間的長期均衡關系，其目的是檢驗一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整的關系。當一組平穩(wěn)序列的線性組合是平穩(wěn)的時候，不需進行協(xié)整檢驗。

上述的面板單位根檢驗結果表明，按照不同地域類型進行劃分的各變量的原序列均為平穩(wěn)序列，說明我國各個區(qū)域的對外直接投資反向技術溢出在長期可以促進地區(qū)經濟的增長，且地區(qū)經濟的增長在長期反過來也可以促進我國對外直接投資反向技術溢出的發(fā)展。

(三)面板誤差修正模型。

通過面板協(xié)整檢驗，可以發(fā)現(xiàn)OFDI反向技術溢出與區(qū)域經濟增長二者之間存在長期雙向因果關系。但是由于本文選取的時間跨度僅為2003～2012年，時間跨度不夠長，需要進行短期因果分析來進一步說明OFDI反向技術溢出與地區(qū)經濟增長之間的關系。

誤差修正模型是一種綜合了短期波動與長期均衡的模型，現(xiàn)在已經成為協(xié)整檢驗的延伸。當變量由于某種原因在短期內偏離了均衡狀態(tài)時，可以通過對誤差的修正使得變量重新返回均衡狀態(tài)。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量，其短期波動必然可以用誤差修正模型表示。建立如下面板誤差修正模型:

其中▽表示變量的一階差分，EMCit表示對短期波動修正的長期均衡誤差。如果λ等于零被拒絕，表明誤差修正機制存在，檢驗得到的長期因果關系是可靠的?；赑MG估計方法的誤差修正模型結果如表3所示。

表2 LLC檢驗(含有常數(shù)項與趨勢項)

表3 誤差修正模型

如表3所示，全國、西部、東部的EMCit項的回歸系數(shù)分別為-0.3524、-0.4290、-0.1549，顯著不為零，且均在1%的水平下顯著，說明負向誤差修正機制起作用，建立誤差修正模型有意義。當上一期的地區(qū)經濟增長率大于本期，經濟系統(tǒng)會產生一股負向的修正力量，讓OFDI反向技術溢出SFT、R＆D投入帶來的技術溢出ST、物質資本投入K、勞動力投入L與經濟增長在長期達到均衡狀態(tài)。

全國的誤差修正模型如表格左列所示。從短期來看:我國OFDI反向技術溢出對經濟增長產生微弱的負向影響，這可能是由于短期對外投資帶來反向技術溢出的競爭效應大于增長效應;我國R＆D投入帶來的技術溢出ST對經濟增長有正向的推動力;我國物質資本投入K對經濟增長的貢獻率遠大于勞動力投入L的，表明我國的經濟模式已從勞動力密集型轉型成為資本密集型。

我國西部地區(qū)的誤差修正模型如表格中列所示。從短期來看:西部地區(qū)OFDI反向技術溢出對我國西部經濟增長的競爭效應大于推動效應，并且競爭效應激烈程度遠高于全國平均水平;西部地區(qū)R＆D投入帶來的技術溢出ST對地區(qū)經濟增長有正向的推動力，但是推動力弱于全國R＆D投入對全國經濟增長的貢獻率;西部地區(qū)物質資本投入K對區(qū)域經濟增長的拉動力略高于全國水平;西部地區(qū)勞動力投入L對地方經濟增長的正向影響要遠高于全國水平。

我國東部地區(qū)的誤差修正模型如表格右列所示。從短期來看:東部地區(qū)OFDI反向技術溢出對我國東部經濟增長有正向影響，這可能是由于我國東部對外直接投資的企業(yè)科技領先水平要優(yōu)于全國平均水平與西部地區(qū);東部地區(qū)R＆D投入帶來的技術溢出ST對地區(qū)經濟增長有正向的推動力，但是推動力弱于全國水平與西部地區(qū);東部地區(qū)物質資本投入K與勞動力投入L對區(qū)域經濟有增長作用，且貢獻率遠大于全國水平與西部地區(qū)。

(四)面板GLS模型回歸分析。

根據(jù)Hausman檢驗的結果，全國、東部、西部的模型適合采用固定效應模型。運用廣義最小二乘法進行回歸，全國、東部、西部的回歸結果分別如表4、表5和表6所示。

從GLS模型回歸結果可以看出，在長期:我國(全國、東部、西部)的經濟增長處于規(guī)模遞增階段;物質資本投入K對于我國各地區(qū)經濟增長的貢獻程度是最大的，經濟發(fā)展模式已從勞動力密集型轉變成為資本密集型;對于西部地區(qū)和全國水平，OFDI反向技術溢出對地區(qū)經濟增長有正向影響，但影響程度弱于R＆D投入帶來的技術溢出對經濟的增長作用;但是對于東部地區(qū)，OFDI反向技術溢出對東部地區(qū)經濟增長的貢獻率遠高于西部地區(qū)和全國水平，并且超過R＆D投入的貢獻率，說明我國東部地區(qū)的企業(yè)在走向世界、對外投資的過程中，具備較強的資本技術實力與吸收借鑒能力。

表4 全國GLS模型

表5 西部GLS模型

表6 東部GLS模型

(五)對比誤差修正模型與GLS模型。

誤差修正模型反映了變量之間的短期關系，而GLS模型反映了變量之間的長期關系，通過對比誤差修正模型和GLS模型之間的差別，可以觀察到某一因素長短期效用的不同。因此，分別針對我國不同地域，建立的誤差修正模型與GLS模型，如下方程所示:

通過長短期對比可以發(fā)現(xiàn):

1.OFDI反向技術溢出對區(qū)域經濟增長的推動作用的長期效果略高于短期效果。全國 SFT:0.0420＞-0.0029，彈 性 差 為 0.0449;西 部 SFT:0.0401＞-0.0117，彈性差為0.0518;東部 SFT:0.0494＞0.0055，彈性差為0.0439。雖然我國企業(yè)對外直接投資獲得的技術溢出在短期內或許由于增長效應不敵競爭效應而產生微弱的負向影響，但是從長期來看，OFDI反向技術溢出必然會推動我國經濟長足發(fā)展;

2.國內R＆D投入帶來的技術溢出的長短期效果有明顯的區(qū)域差異。西部地區(qū)國內技術進步對其經濟增長的長期效果最明顯(西部ST:0.0845＞0.0178，彈性差為0.0667)，高于OFDI反向技術溢出的長短期差距;而東部地區(qū)R＆D投入帶來技術溢出的長短期效用差距不大(東部ST:0.0388＞0.0105，彈性差為0.0283)，雖然長期效果略好于短期效果，但是差距小于0.03。

3.物質資本投入K對地區(qū)經濟的增長作用的長期效果均顯著高于短期效果，差距大于0.45。全國 K:0.8298＞0.1910，彈性差為 0.6388;西部 K:0.7956＞0.1956，彈性差為0.6004;東部 K:0.7343＞0.2658，彈性差為0.4685。

4.勞動力投入L對經濟增長的貢獻率的長期效用高于短期效用。全國 L:0.1567＞0.0577，彈性差為0.099;西部L:0.2475＞0.1795，彈性差為0.068;東部L:0.4625＞0.1920，彈性差為0.2705。

五、實證結論與政策建議

(一)實證結論。

通過對2003年至2012年我國東部地區(qū)和西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，進行短期的誤差修正模型分析和長期的GLS模型回歸分析，實證結果表明:(1)OFDI反向技術溢出對區(qū)域經濟增長有一定的推動作用，其推動力的大小和國內R＆D投入對地區(qū)經濟增長的推動效果差距微小，但是遠不及物質資本投入K和勞動力投入L對經濟增長的貢獻程度。(2)從短期來說，OFDI反向技術溢出帶來的競爭效應強于增長效應，但是從長期來看，OFDI反向技術溢出可以拉動區(qū)域經濟增長。(3)我國OFDI反向技術溢出存在著一定的區(qū)域差異，東部地區(qū)OFDI反向技術溢出對經濟的增長作用稍強，西部地區(qū)OFDI反向技術溢出對經濟的拉動作用稍弱于東部地區(qū)，但是區(qū)域差異不大;東部地區(qū)依然保持著優(yōu)越的領先地位，西部地區(qū)也逐漸展露出了后發(fā)優(yōu)勢。

(二)政策建議。

1.我國要堅定不移地加快實施“走出去”戰(zhàn)略的步伐。即使當前世界經濟形勢受到經濟危機余波的影響存在諸多不確定性，但依然要堅定地實施我國對外直接投資的國家戰(zhàn)略規(guī)劃;正視短期中OFDI反向技術溢出帶來的競爭作用，重視對外直接投資帶來的長期效用。正如聯(lián)合國貿發(fā)會議(UNCTAD)在《2012世界投資報告》指出的:“通過對外直接投資促進一國經濟增長是一項復雜的工作，它帶來的不僅僅是通過拓展市場或是降低成本帶來的眼前收益，更多的是更新技術、建立品牌、學習更新的管理技術，讓一國沿著全球價值鏈得到提升?！保?1］

2.我國要因地制宜地制定對外直接投資戰(zhàn)略的政策。對于經濟和科技實力較強的東部地區(qū)，國家應鼓勵和支持東部地區(qū)的企業(yè)走出國門進行海外投資，扶持政策重點放在提升其對外直接投資的深度、優(yōu)化其對外直接投資的結構方面，讓OFDI反向技術溢出對東部地區(qū)經濟增長產生更大的推動作用;而對于基礎較為薄弱但是不乏后起之秀的西部地區(qū)，國家應從加強其基礎設施建設做起以提升西部地區(qū)的經濟實力，對走出去的西部企業(yè)制定扶持政策、給予優(yōu)惠措施，綜合運用各種方法發(fā)揮西部地區(qū)的后發(fā)優(yōu)勢，促進經濟發(fā)展。

［1］中華人民共和國商務部:《2012年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，2012年。

［2］Grossman G.M.and Helpman E.，(1991)Innovation and Growth in the Global Economy，The MIT Press.

［3］Kogut.B.and Chang.S.J.，(1991)Technological Capabilities and Japanese Foreign Direct-Investment in the United States，Review of Economics and Statistics.

［4］Coe.D.T.and Helpman.E.，(1995)International R＆D Spillovers，European Economic Review.

［5］劉明霞、王學軍:《中國對外直接投資的逆向技術溢出效應研究》，載于《世界經濟研究》2009年第9期。

［6］陳巖:《中國對外投資逆向技術溢出效應實證研究:基于吸收能力的分析視角》，載于《中國軟科學》2011年第10期。

［7］陳菲瓊、虞旭丹:《企業(yè)對外直接投資對自主創(chuàng)新的反饋機制研究:以萬向集團OFDI為例》，載于《財貿經濟》2009年第3期。

［8］Lichtenberg.F.R.and Potterie.B.P.，(2011)Does Foreign Direct Investment Transfer Technology across Borders?，The Review of Economics and Statistics.

［9］Driffield.N.and Love.J.H.，(2003)Foreign Direct Investment Technology Sourcing and Reverse Spillovers，MANCHESTER SCHOOL.

［10］Bitzer.J.and Kerekes.M.，(2008)Does Foreign Direct Investment Transfer Technology Across Borders?，Economic Letters.

［11］聯(lián)合國貿發(fā)會議(UNCTAD):《世界投資報告》，2013年。