許光宏+李瑞+戴云+李翰鈺

摘 要 通過中國31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）近年來對(duì)外直接投資的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，總結(jié)出對(duì)外直接投資的區(qū)位的差異性，以期為我國一帶一路的全面實(shí)施、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時(shí)期對(duì)外直接投資的政策提供建議。

關(guān)鍵詞 對(duì)外直接投資；全要素生產(chǎn)率；一帶一路

一、引言

隨著“一帶一路”政策的實(shí)施，中國與沿線國家的經(jīng)濟(jì)合作關(guān)系不斷加強(qiáng)，中國對(duì)外直接投資額在2015年同比增長了18.2%。對(duì)外直接投資作為國際技術(shù)逆向溢出的一條重要渠道，被我國作為技術(shù)進(jìn)步的重要途徑。由于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人力資本有所不同，技術(shù)逆向溢出效益也大相庭徑，因此通過實(shí)證研究對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，總結(jié)出對(duì)外直接投資的區(qū)位的差異性，為我國一帶一路的全面實(shí)施、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時(shí)期對(duì)外直接投資的政策提供建議具有重大的意義。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

羅伯特·M·索洛（Robert Merton Solow）在50年代的時(shí)候闡述了通常所說的生產(chǎn)率（全要素生產(chǎn)率），認(rèn)為是技術(shù)的進(jìn)步導(dǎo)致了它。Kogut和Chang（1991）最早在實(shí)證方面研究了對(duì)外直接投資（OFDI）的動(dòng)機(jī)，即獲得技術(shù)進(jìn)步。趙偉、何國慶、古廣東（2006）對(duì)中國技術(shù)進(jìn)步和OFDI 的研究表明，我國OFDI有顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

本文的研究將基于“一帶一路”的大背景，考慮在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)時(shí)期，我國對(duì)外直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響?，F(xiàn)存的研究基本停留在國家層面上，且分析大多較為概括。本文主要貢獻(xiàn)為：采用我國省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)不同省份對(duì)外直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并提出相應(yīng)的政策和建議。

三、對(duì)外直接投資對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響差異

（一）數(shù)據(jù)查找

鑒于數(shù)據(jù)的真實(shí)性和完整性，我們選取中國31個(gè)省市（除港澳臺(tái)之外）作為研究對(duì)象，時(shí)間跨度為2003-2014年，選取各省市對(duì)外直接投資存量和各省市全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸分析。

1.全要素生產(chǎn)率（TFP）

全要素生產(chǎn)率可以通過科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算得到：

Y是產(chǎn)出；系數(shù)A一般代表技術(shù)水平，可以相當(dāng)于全要素生產(chǎn)率；K是資本存量，L是勞動(dòng)力；α和β分別是勞動(dòng)力和資本的產(chǎn)出彈性，兩邊取了對(duì)數(shù)之后可以表示成：

根據(jù)這個(gè)公式代入數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS對(duì)它進(jìn)行OLS估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

通過上面的回歸結(jié)果，可以得到α=0.2984，β=0，7016。

本文計(jì)算國內(nèi)資本存量K時(shí)，參考了郭慶旺和賈俊雪（2005）的“永續(xù)盤存法”算法。

其中，K是代表i地區(qū)在t和t-1時(shí)期的固定資產(chǎn)形成總額，可以根據(jù)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行折算，以2003年為基期，全部換算成2003年固定價(jià)格。 是固定資本的折舊率，根據(jù)張軍（2004）研究的固定資產(chǎn)折舊率取9.6%。I為i地區(qū)名義的固定資產(chǎn)投資總額，利用名義固定資產(chǎn)投資總額除以固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)P，得到實(shí)際固定資產(chǎn)投資總額。對(duì)于初始資本存量的計(jì)算方法，同樣采取永續(xù)盤存法，如下：

在該公式中，g為2003-2014年實(shí)際固定資產(chǎn)投入的年平均增長率。

勞動(dòng)投入量L用我國就業(yè)人數(shù)表示；產(chǎn)出用GDP表示，并將當(dāng)年價(jià)格的值折算為基年的不變價(jià)格。國內(nèi)生產(chǎn)總值Y，固定資產(chǎn)投資總額I和勞動(dòng)力L數(shù)據(jù)均來自于中國各年度的統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.對(duì)外直接投資存量（OFDI）

我國商務(wù)部從2003年對(duì)我國對(duì)外直接投資額進(jìn)行調(diào)查統(tǒng)計(jì)，并在次年發(fā)布前一年的我國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)，數(shù)據(jù)采用國際統(tǒng)一口徑編制，具有較強(qiáng)的權(quán)威性。我們手動(dòng)查閱并整理了2003年至2014年的統(tǒng)計(jì)公報(bào)，計(jì)算得出了2003-2014年我國31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)（除港澳臺(tái)之外）的對(duì)外直接投資存量。

（二）數(shù)據(jù)篩選與整理

在數(shù)據(jù)篩選過程中，我們把得到的大量數(shù)據(jù)分類整理。由于國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)統(tǒng)計(jì)公報(bào)及統(tǒng)計(jì)年鑒的更新，測量方法、單位計(jì)算往往有差別，根據(jù)《中國對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，我們對(duì)各類數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了調(diào)整。對(duì)于數(shù)據(jù)缺失問題，我們用其前后兩年的相同行業(yè)的平均值代替，盡量使誤差達(dá)到最小。對(duì)于一些不合理的數(shù)據(jù)，我們盡量在合理范圍內(nèi)篩選改良，或者默認(rèn)為測量誤差。

（三）計(jì)量模型

本文采用 0LS 方法，運(yùn)用SPSS軟件對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。我們?cè)O(shè)定全要素生產(chǎn)率為TFP，設(shè)定對(duì)外直接投資存量為OFDI，所以線性回歸模型為：

以廣東省為例得到的回歸結(jié)果如下：

從上面的表格，我們可以得出的廣東省模型估計(jì)結(jié)果為：

對(duì)于廣東省的模型，我們可以得到如下結(jié)論：

在假定其他條件不變的前提下，廣東省對(duì)外直接投資的增長會(huì)帶動(dòng)全要素生產(chǎn)率的增長，即本省技術(shù)水平的提高。具體來說，每增長一個(gè)單位，增加0.042620個(gè)單位。同理，我們可以得出其他省份的計(jì)量模型。

通過分析發(fā)現(xiàn)，上海浙江等東部地區(qū)的為正值，而廣大中西部地區(qū)的為負(fù)值。

四、結(jié)論及政策建議

本文應(yīng)用了中國2003-2014年的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了我國對(duì)外直接投資的逆對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的省際差異。通過回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資（OFDI）只是對(duì)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的全要素生產(chǎn)率即技術(shù)水平有提升，而大部分中西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)并沒有很大的提升。所以在一帶一路推進(jìn)過程中，政府應(yīng)該對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高的地區(qū)加大對(duì)外直接投資力度，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后的地區(qū)減少投資力度，以期獲得最大的效益。

作者簡介：

許光宏（1995-），男，江西上饒人，江西財(cái)經(jīng)大學(xué)國際學(xué)院金融學(xué)（注冊(cè)金融分析師）專業(yè)本科生。