蒲佐毅

摘 要：采用2007—2015年我國東中西部30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了OFDI對我國東、中、西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的逆向溢出效應(yīng)。結(jié)果表明，對外直接投資的逆向溢出效應(yīng)從我國整體來看具有明顯的正向推動作用，而分區(qū)域來看則我國東、中、西部地區(qū)存在著顯著的地區(qū)差異，且東部地區(qū)效應(yīng)較為明顯。

關(guān)鍵詞：一帶一路;OFDI;逆向技術(shù)溢出

中圖分類號：F830.591 ? ? ? 文獻標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）17-0127-05

引言

“一帶一路”戰(zhàn)略是習(xí)近平主席于2013年9月和10月分別出訪哈薩克斯坦和印度尼西亞時首次提出的我國全面對外開放的新格局。隨著2015年該戰(zhàn)略的正式全面推進和2017年“一帶一路”國際合作高峰論壇的成功舉辦，由中國首倡的“一帶一路”倡議受到全世界廣泛關(guān)注，已成為全球100多個國家和國際組織的全球共識，并進入到了全球行動階段，從而開創(chuàng)了我國前所未有的對外直接投資和國際產(chǎn)能合作的新局面。

新經(jīng)濟增長理論認為，創(chuàng)新是一個國家或地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟長期發(fā)展的直接源泉和重要推動力，尤其是知識的創(chuàng)新和技術(shù)的創(chuàng)新。對外直接投資（OFDI）是促進一國（或地區(qū)）實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的有效途徑，它是一國或地區(qū)實現(xiàn)“走出去”戰(zhàn)略、參與國際分工、融入全球產(chǎn)業(yè)鏈條的重要途徑，在推進技術(shù)全球化、國際研發(fā)資本溢出以及知識資本跨國轉(zhuǎn)移方面發(fā)揮著重要作用。一國或地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新，既要通過自主創(chuàng)新加快提升，又要在采取“引進來”的同時積極采取“走出去”戰(zhàn)略，充分發(fā)揮對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，加強與周邊國家和地區(qū)的科技合作，實現(xiàn)對本地區(qū)技術(shù)進步的外部推動。

隨著“一帶一路”全球化行動藍圖的付諸實踐，經(jīng)濟全球化發(fā)展也將更加迅速，我國對“一帶一路”沿線國家以及其他國家或地區(qū)的投資問題也必將成為對外開放新格局下的一個嶄新的研究課題。當(dāng)前，我國經(jīng)濟雖然進入了新常態(tài)發(fā)展，但OFDI投資規(guī)模卻越來越大，涉及國家和地區(qū)范圍也越來越多，已在我國對外經(jīng)濟發(fā)展進程中占有舉足輕重的地位。截至2016年，我國對全球164個國家和地區(qū)的7 961家境外企業(yè)進行的非金融類直接投資累計達11 299.2億元人民幣，同比增長44.1%，其中對“一帶一路”沿線國家的OFDI規(guī)模也正在逐年提高。因而，充分發(fā)揮我國OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，加強對對外直接投資與我國不同地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究，已成為當(dāng)前我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和國際經(jīng)濟發(fā)展研究中的一個新穎的課題，尤其是對“一帶一路”背景下深入研究我國東、中、西部地區(qū)OFDI與技術(shù)進步和創(chuàng)新的關(guān)系而言，更顯得十分重要。

一、計量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）理論模型分析與構(gòu)建

本文在國際R&D溢出回歸模型C—H模型基礎(chǔ)上，重新將其回歸模型表述為以下模型，即：

lnQit=α■+α■lnK■+α■lnL■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+ε■

這樣一來，模型中既避免了用不同方法測算全要素生產(chǎn)率可能帶來的結(jié)果的不同，也能夠全部包含L-P模型所表達的緊貼現(xiàn)實的國際技術(shù)溢出路徑，從而確保了實證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

設(shè)我國各省市區(qū)用于技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出為專利授權(quán)數(shù)量PT，結(jié)合上述分析，構(gòu)建模型如下：

lnPT■=α■+α■lnK■+α■lnL■+α■lnPGDP■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+β■lnS■■+ε■

該模型中，技術(shù)產(chǎn)出將受到包括OFDI在內(nèi)的國內(nèi)和國際因素的影響。其中，國內(nèi)各省市的研發(fā)資本存量Sd、進口貿(mào)易M、外商直接投資FDI和對外直接投資OFDI為模型的主要變量，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值PGDP、科研從業(yè)人員數(shù)量L和固定資本投入K為控制變量。其中，對外直接投資OFDI獲得的外國R&D資本存量溢出的計算公式為：

S■■=■■S■;

由此本文引出另外兩個公式，即

（1）由進口貿(mào)易渠道溢出的國外R&D資本存量公式為：

S■■=■■S■

（2）由外商直接投資溢出的國外研發(fā)資本存量公式為：

S■■=■■S■。

公式中，OFDI、FDIjt、Mjt分別代表t期我國不同地區(qū)對j國的對外直接投資額和從j國到達我國的外商直接投資額，以及進口貿(mào)易額為t時期j國的固定資本形成總值，Sjt為j國的國內(nèi)研發(fā)資本存量。

（二）數(shù)據(jù)說明

本模型各變量選取及衡量指標(biāo)由以下變量構(gòu)成：各區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新的資本投入K用歷年R&D經(jīng)費表示;技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出PT用該地區(qū)相應(yīng)年份的專利授權(quán)量來表示;勞動力L由該地區(qū)當(dāng)年科技活動人數(shù)衡量;資本K用地區(qū)固定資本投資稱量;對外直接投資OFDI采用該地區(qū)當(dāng)年實際對外投資額來衡量，并按照當(dāng)年匯率進行折算;外商直接投資FDI和進口額M采用實際外商投資和進口額表示。鑒于國外各國研發(fā)資本存量數(shù)據(jù)的可得性，本文選取世界銀行公布的WDI相關(guān)數(shù)據(jù)庫中各國研發(fā)支出占GDP的比重，再乘以各國GDP而獲得;FC的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。國內(nèi)各代表性指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《2008—2016中國科技統(tǒng)計年鑒》、《2008—2016中國統(tǒng)計年鑒》、《2007—2015中國對外直接投資統(tǒng)計公報》以及中國各省區(qū)市2008—2016年的統(tǒng)計年鑒等。其中，對外直接投資統(tǒng)計公報中的分地區(qū)OFDI數(shù)據(jù)為非金融類數(shù)據(jù)，且由于我國自2003年才開始發(fā)布相關(guān)OFDI數(shù)據(jù)，加之西藏缺失數(shù)據(jù)較多，貴州、青海、重慶三地區(qū)2003—2006年的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此，為保證數(shù)據(jù)的完整性和結(jié)果的可信性，本文選擇對剔除西藏后的2007—2015年我國其他30個省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。

二、數(shù)據(jù)估計與結(jié)果分析

（一）全國數(shù)據(jù)分析

1.整體面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

由于現(xiàn)實經(jīng)濟中多數(shù)經(jīng)濟變量往往是非平穩(wěn)的，因此，為了避免出現(xiàn)所謂的“偽回歸”現(xiàn)象，在進行協(xié)整分析前，首先需要對各變量面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。本文采用Eviews6.0計量軟件，分別對lnK、lnL、lnPGDP、lnSm、lnSfdi、lnSofdi進行了平穩(wěn)性檢驗，其檢驗值所有變量序列在1%的水平上拒絕原假設(shè)，從而滿足進行協(xié)整檢驗的要求，可以進行協(xié)整分析。

2.協(xié)整檢驗

通過上述一階單整序列的檢驗，其滿足了進行協(xié)整檢驗的要求，因此，本文采用協(xié)整檢驗中最常用的Pedroni檢驗方法以及Kao檢驗的方法，同時對該對序列進行協(xié)整關(guān)系檢驗。該檢驗方法得出的檢驗結(jié)果對于Pedroni檢驗而言，主要是以Panel ADF檢驗值和Group ADF檢驗值為參考，尤其在T<20的小樣本分析中，這兩種檢驗得出的檢驗結(jié)果其更貼近數(shù)據(jù)所表達的現(xiàn)實情況。其檢驗所得結(jié)果如表1所示。

通過表1中對面板數(shù)據(jù)的Pedroni檢驗和Kao檢驗的檢驗結(jié)果可知，該時間序列各變量的Panel ADF-Statistic、Group ADF-Statistic檢驗和Kao檢驗所得檢驗值，均在5%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，即該時間序列各變量之間不存在長期協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，因此得出結(jié)論，該時間序列各變量間存在長期穩(wěn)定的均衡比例關(guān)系，可以進行下一步的面板數(shù)據(jù)回歸估計。

3.面板回歸模型估計

面板數(shù)據(jù)模型形式上主要有OLS混合數(shù)據(jù)模型、固定效應(yīng)FE模型和隨機效應(yīng)RE模型。通過面板數(shù)據(jù)的回歸檢驗，獲得的面板數(shù)據(jù)回歸估計模型如表2所示。

面板數(shù)據(jù)模型相對于簡單的截面數(shù)據(jù)或時間序列數(shù)據(jù)而言，其通過實際研究得出的模型結(jié)果往往更能接近于現(xiàn)實經(jīng)濟，更具真實性。本文在面板模型構(gòu)建的基礎(chǔ)上，通過采用三種不同的回歸方法對面板數(shù)據(jù)模型進行檢驗，并作出符合實際的選擇。按照面板數(shù)據(jù)模型的選擇方法，如果F Cross-section>F0.05（N-1，NT-N-K），則推翻原假設(shè)，在隨機模型RE和固定效應(yīng)模型FE中選擇建立個體固定效應(yīng)回歸模型更合理;而若豪斯曼（Hausman）檢驗后檢驗值大于0.05這個設(shè)定的顯著性水平，則在面板數(shù)據(jù)模型中選擇隨機效應(yīng)RE模型進行分析更為合理。通過上表分析和計算我們得出，我國整體面板數(shù)據(jù)的分析檢驗結(jié)果中的F統(tǒng)計量要大于0.05顯著性水平下的F統(tǒng)計量，而且通過豪斯曼（Hausman）的檢驗結(jié)果也可以看出，其檢驗值對應(yīng)的概率值為0.036 2，小于0.05的顯著性水平。因此，從我國整體面板數(shù)據(jù)的回歸檢驗結(jié)果看，應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)FE模型2作為我國整體時間序列的回歸結(jié)果。

（二）我國東、中、西部地區(qū)分區(qū)域面板數(shù)據(jù)回歸估計

前文利用全國各省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，從全國總體角度分析了影響我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要因素?？紤]到我國各個地區(qū)對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在的區(qū)域差異，為了更好地分析各區(qū)域OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)在各省區(qū)市區(qū)域間的這種差異，本文從我國東、中、西三個區(qū)域進行面板數(shù)據(jù)的回歸模型分析，并通過對三大地區(qū)的分組檢驗比較，得出影響OFDI在我國東、中、西部地區(qū)逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)出差異，回歸結(jié)果如表3所示。

根據(jù)上述分析和表3內(nèi)容顯示，在顯著性水平為0.05的條件下，我國東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)模型的選擇，由于其Hausman檢驗值小于0.05顯著性水平，所以應(yīng)選擇個體固定效應(yīng)模型FE（1）對其檢驗結(jié)果進行分析;在我國中部地區(qū)，由于其Hausman檢驗P值大于0.05，因此應(yīng)選擇采取隨機效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ蚏E（4）;在西部地區(qū)的回歸模型檢驗中，同樣由于其Hausman檢驗結(jié)果P值大于0.05的顯著性水平，因此應(yīng)選擇采取隨機效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ蚏E（6）來進行分析。通過模型FE（1）、RE（4）、RE（6）的回歸結(jié)果來看，由于其回歸模型存在著明顯的差異性，因而我國東、中、西部地區(qū)OFDI對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，也表現(xiàn)出了明顯的區(qū)域差異性。

（三）面板回歸模型實證結(jié)果分析

1.從表2可以看出，我國各省區(qū)市的技術(shù)研發(fā)資金投入、科研人員數(shù)量以及區(qū)域人均GDP等因素對我國總體技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有較為顯著的正向推動作用。這說明，當(dāng)前我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出仍然以國內(nèi)的資本投入、研發(fā)人員培養(yǎng)和經(jīng)濟總量提高為主，且科技投入和科研人員數(shù)量對我國的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出影響較為顯著，說明科技投入每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出會增加0.356%;而科研人員人數(shù)每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出會增加0.257%，說明科技活動人數(shù)對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的提高具有明顯的正向影響。而從國際來看，OFDI、FDI、M等因素對我國的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效應(yīng)相對比較微弱，盡管也有正向影響，但效果并不十分顯著。具體來看，從上述實證分析可知，我國的OFDI對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響，系數(shù)為正，OFDI每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出即專利授權(quán)總量增加0.0109%，說明我國通過對外直接投資可以獲得OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)盡管較小但效應(yīng)存在;而FDI效果相對較為明顯，但進口M所產(chǎn)生技術(shù)溢出對我國技術(shù)創(chuàng)新影響較小且為負向。

2.從表3可以看出，通過分區(qū)域進行回歸分析，資本、技術(shù)人員投入和經(jīng)濟發(fā)展水平仍然是各區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要影響因素，而OFDI的逆向技術(shù)溢出雖然具有正向影響，但影響系數(shù)較小，且由于各地區(qū)在主要影響因素上存在的明顯差異，致使我國東、中、西部地區(qū)的OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)具有不同的區(qū)域特點，具體表現(xiàn)在：

第一，通過上述分析模型可以看出，我國東部地區(qū)在面板數(shù)據(jù)回歸模型結(jié)果中，不管是固定效應(yīng)FE模型的回歸結(jié)果還是隨機效應(yīng)RE模型的回歸結(jié)果，其對外直接投資OFDI對該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)均較為明顯。其原因在于，我國東部地區(qū)相對于其他地區(qū)開發(fā)開放較早，技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)和技術(shù)人才實力雄厚，加之許多大中型外貿(mào)企業(yè)坐落于此，對國際發(fā)達地區(qū)的先進技術(shù)和知識獲取機會較多，吸收能力較強，容易產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，且效果明顯。

第二，我國中部地區(qū)由于地處內(nèi)陸，經(jīng)濟發(fā)展水平和科研投入相對東部地區(qū)不足，不具有規(guī)模優(yōu)勢和技術(shù)優(yōu)勢，且在對外直接投資過程中更多地借鑒和吸收與其技術(shù)水平相差不大的國外技術(shù)，因此其OFDI對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不是很大。

第三，相對于東中部地區(qū)而言，我國西部地區(qū)在科研投入、科研水平、對外開放、經(jīng)濟發(fā)展以及技術(shù)吸收能力等方面仍存在差距。從表4回歸模型中可以看出，OFDI的逆向溢出效應(yīng)不大，但影響顯著，西部地區(qū)OFDI、FDI均顯著提升了西部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平，影響系數(shù)分別達到0.0325和0.026，稍弱于中東部地區(qū)，但M對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出卻產(chǎn)生了反方向影響，其主要與西部地區(qū)對外開放程度和OFDI水平較低有關(guān)。同時，西部地區(qū)研發(fā)人員投入和科技投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出是一種正向促進關(guān)系，但由于西部地區(qū)科技投入、科研能力、對外直接投資等相對缺乏，因此也導(dǎo)致其對發(fā)達國家或地區(qū)的先進技術(shù)獲取和吸收創(chuàng)新滯后，由此引起其技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出效率低下。

三、政策建議

通過上述實證研究的結(jié)果可以看出，我國東中西部地區(qū)OFDI分布不均衡是導(dǎo)致區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新差異的重要因素。因而，在“一帶一路”背景下積極開展對外直接投資，促進我國不同地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的快速發(fā)展，應(yīng)根據(jù)不同區(qū)域的特定影響因素，采取因地制宜的政策措施以促進我國全面實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)經(jīng)濟發(fā)展的良好的勢頭。本文認為需要著重從以下幾方面著手。

首先，進一步加大科技創(chuàng)新投入和引進外資力度。一方面要繼續(xù)多方尋求區(qū)域科技創(chuàng)新活動經(jīng)費，加大國內(nèi)科技創(chuàng)新投入，提高科技創(chuàng)新的軟硬件建設(shè)，尤其要加強中西部落后地區(qū)的科技基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強人員培訓(xùn)，夯實技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)，提高區(qū)域自主創(chuàng)新能力;另一方面，要繼續(xù)加大力度鼓勵引進外資，尤其對于中西部地區(qū)，要通過引進外資進一步帶動區(qū)域技術(shù)研發(fā)、國際市場管理、科研人才能力和水平提升。

其次，鼓勵企業(yè)采取技術(shù)獲取型OFDI策略。盡管從實證結(jié)果來看OFDI的技術(shù)溢出效應(yīng)是明顯存在的，但其對我國中西部地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新卻未能起到明顯的提升，因而，我國中西部地區(qū)應(yīng)加大力度增加技術(shù)獲取型對外直接投資，進一步加強與發(fā)達國家或地區(qū)的技術(shù)貿(mào)易合作，鼓勵區(qū)域內(nèi)企業(yè)與發(fā)達國家或地區(qū)企業(yè)合作，積極吸收發(fā)達國家或地區(qū)的技術(shù)人才，因地制宜地制定適合本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展特性的開放經(jīng)濟政策，以促進本地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升和生產(chǎn)率的提高，增強國際市場競爭力，從而推進區(qū)域科技創(chuàng)新協(xié)調(diào)發(fā)展和良性互動。

最后，實施區(qū)域差異化OFDI政策。針對我國東中西不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和科技創(chuàng)新發(fā)展的差異化，應(yīng)實行差異化的OFDI政策。根據(jù)上述分析結(jié)論，我國東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度快、質(zhì)量高，技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)扎實，應(yīng)進一步加大同發(fā)達國家或地區(qū)的對外直接投資力度，吸收其先進的科技創(chuàng)新要素;而對于中西部地區(qū)來講，技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)相對較弱，技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費投入和科技創(chuàng)新人才相對缺乏，因而應(yīng)加大科研經(jīng)費投入，鼓勵區(qū)域內(nèi)企業(yè)擴大進出口規(guī)模，進一步開拓國際市場，從而縮小與東部地區(qū)的OFDI的發(fā)展差距。

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A Comparative Study on the Spillover Effects of Reverse Technology ? Based on the Perspective of Technology Output

Pu Zuoyi，Weiyan

（College of Economics and Management，Shihezi University，Shihezi 832000）

Abstract：In this paper，the panel data of 30 provinces，autonomous regions and municipalities in eastern，central and western China in 2007 and 2015 are used to test the effect of OFDI on the reverse spillover of technological innovation in the eastern，central and western regions of China.The results show that the reverse spillover effect of foreign direct investment has obvious positive effect from the perspective of our country，while there are significant regional differences in the eastern，middle and western regions of China.

Key ?Words：B&R;ofdi;the Spillover Effects of Reverse Technology

[責(zé)任編輯 張宇霞]