姜能鵬，賀 培

(1.商務(wù)部政策研究室，北京 100731；2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，北京 100081)

一、問(wèn)題的提出及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

黨的十九大報(bào)告提出，“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐”。在此背景下，對(duì)外直接投資(OFDI)作為投資母國(guó)獲取國(guó)外先進(jìn)技術(shù)的有效手段而得到廣泛關(guān)注。因此，深入探究OFDI推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新的傳導(dǎo)機(jī)理具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和研究?jī)r(jià)值。然而，有必要進(jìn)一步思考的是，OFDI通過(guò)何種途徑推動(dòng)企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新？此外，OFDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用必然需要資本的有效參與，而中國(guó)資本要素市場(chǎng)發(fā)展并不完善甚至存在扭曲現(xiàn)象，這是否影響OFDI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)？如果答案是肯定的，其作用機(jī)制又是怎樣的？對(duì)上述問(wèn)題的細(xì)致分析，不僅有助于明確中國(guó)企業(yè)通過(guò)OFDI推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)路徑，還可從新的視角論證完善資本要素市場(chǎng)體系的重要意義。

通過(guò)梳理中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)可知，現(xiàn)有學(xué)者主要從四個(gè)角度對(duì)這一問(wèn)題展開(kāi)論述：第一，OFDI技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)[1]；第二，OFDI提升國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的持續(xù)性[2]；第三，OFDI通過(guò)提高企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)而提升相關(guān)產(chǎn)業(yè)在全球價(jià)值鏈的地位[3]；第四，投資目的國(guó)對(duì)OFDI提升技術(shù)創(chuàng)新作用的影響[4]。相關(guān)研究并未局限于對(duì)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)結(jié)果的驗(yàn)證，而是從更深層次闡析OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)理[5][6][7]。

基于學(xué)者們對(duì)OFDI促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新傳導(dǎo)機(jī)理的研究發(fā)現(xiàn)，OFDI無(wú)論通過(guò)何種途徑促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新均離不開(kāi)有效的資本運(yùn)作。但在轉(zhuǎn)型時(shí)期，我國(guó)不可回避的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題是資本要素市場(chǎng)體系存在較明顯的扭曲現(xiàn)象。盛仕斌和徐海(1999)、樊綱等(2011)在研究中國(guó)市場(chǎng)化改革政策時(shí)指出，資本要素市場(chǎng)化改革滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)化改革，造成資本流動(dòng)障礙、價(jià)格剛性及價(jià)格差異化等問(wèn)題[8][9]。張?zhí)烊A和張少華(2016)從企業(yè)所有制的偏向性政策實(shí)施的視角，認(rèn)為現(xiàn)行資本要素分配的進(jìn)入退出機(jī)制及價(jià)格歧視機(jī)制扭曲資本要素市場(chǎng)[10]。那么，資本要素市場(chǎng)扭曲是否影響技術(shù)創(chuàng)新？現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從四個(gè)方面來(lái)探討：其一，資本要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致市場(chǎng)中存在尋租機(jī)會(huì)，使企業(yè)通過(guò)尋租獲取低成本的資本要素，刺激其密集使用資本要素而減少研發(fā)投入[11]，同時(shí)資本要素市場(chǎng)扭曲造成的融資結(jié)構(gòu)扭曲提高了社會(huì)平均融資成本，抑制企業(yè)自主創(chuàng)新[12]；其二，資本要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致企業(yè)為獲取低成本資金而過(guò)度依賴(lài)政府關(guān)系，導(dǎo)致其關(guān)注短期利益而忽視技術(shù)創(chuàng)新可能提升長(zhǎng)期效益[13]；其三，資本要素市場(chǎng)扭曲通過(guò)專(zhuān)利引用擠出效應(yīng)抑制國(guó)際技術(shù)溢出[14]；其四，資本要素市場(chǎng)扭曲影響通過(guò)在位企業(yè)資源配置效率及企業(yè)進(jìn)入退出行為而抑制企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[15][16]。

雖然較多學(xué)者基于逆向技術(shù)溢出效應(yīng)等視角探討OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的推動(dòng)作用，但仍存在某些不足：第一，已有研究多以理論闡述為主，鮮有實(shí)證檢驗(yàn)；第二，已有研究并未充分考慮OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)必然需要資本要素的有效配置這一現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，從而影響了研究結(jié)論的可靠性。因此，本文在借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，試圖從以下兩方面豐富現(xiàn)有研究：一是基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，深入探析OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)理，并根據(jù)中介效應(yīng)基本原理展開(kāi)實(shí)證檢驗(yàn)；二是將資本要素市場(chǎng)扭曲納入OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的分析框架，根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)基本原理，系統(tǒng)評(píng)估資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的影響程度及作用機(jī)制。通過(guò)上述兩方面對(duì)已有研究的拓展，不僅為中國(guó)企業(yè)有效利用OFDI獲取國(guó)外先進(jìn)技術(shù)提供合理的實(shí)現(xiàn)路徑，更是充分考慮資本要素市場(chǎng)扭曲這一現(xiàn)實(shí)問(wèn)題對(duì)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的作用機(jī)制，為進(jìn)一步優(yōu)化資本要素配置給出新的觀察視角和解決思路。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型設(shè)定

為考察中國(guó)企業(yè)OFDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文以企業(yè)發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)作為因變量、OFDI作為自變量，構(gòu)建如下的基本計(jì)量模型：

lnINNOiy=γ0+γ1OFDIiy+γ2lnXiy+vi+vy+εiy

(1)

其中，i、y分別表示企業(yè)和年份，vi和vy分別表示企業(yè)和年份的固定效應(yīng)，εiy表示誤差項(xiàng)，主解釋變量OFDIiy表示企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資，被解釋變量INNOiy表示企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。本文以企業(yè)當(dāng)年發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)的對(duì)數(shù)作為衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的指標(biāo)。

為實(shí)證檢驗(yàn)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)理，首先需明確OFDI推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新的路徑依賴(lài)：第一，企業(yè)OFDI在推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新的前期，往往通過(guò)學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)促使其逐步從勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)化，隨著學(xué)習(xí)的不斷深入和吸收轉(zhuǎn)化能力的增強(qiáng)，企業(yè)的自主創(chuàng)新能力得以提升；第二，企業(yè)實(shí)現(xiàn)從學(xué)習(xí)向吸收轉(zhuǎn)化的演變需資金投入、研究人才和制度保障等全方位支持，而只有不斷優(yōu)化和提升管理效率，企業(yè)對(duì)先進(jìn)技術(shù)的吸收轉(zhuǎn)化過(guò)程才能順利進(jìn)行；第三，企業(yè)OFDI有助于其獲得國(guó)外優(yōu)質(zhì)的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)，改進(jìn)自身生產(chǎn)流程并實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。因此，本文選取企業(yè)要素密集度、企業(yè)管理效率和企業(yè)生產(chǎn)效率作為驗(yàn)證OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)理的中介變量。

本文借鑒Hayes(2009)和張權(quán)(2018)采用的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法[17][18]，在基本計(jì)量模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下的三組遞歸計(jì)量模型：

INTENiy=a0+a1OFDIiy+vi+vy+εiy

(2)

lnINNOiy=b0+b1OFDIiy+b2INTENiy+b3lnXiy+vi+vy+εiy

(3)

lnMANAiy=c0+c1OFDIiy+vi+vy+εiy

(4)

lnINNOiy=?0+?1OFDIiy+?2lnMANAiy+?3lnXiy+vi+vy+εiy

(5)

lnEFFiy=0+1OFDIiy+vi+vy+εiy

(6)

lnINNOiy=ρ0+ρ1OFDIiy+ρ2lnEFFiy+ρ3lnXiy+vi+vy+εiy

(7)

為進(jìn)一步闡析中國(guó)資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)影響的作用機(jī)制，基于調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的基本原理，本文將資本要素市場(chǎng)扭曲變量納入OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)理的研究框架，并構(gòu)造如下的計(jì)量模型：

lnINNOiy=m0+m1OFDIiy+m2INTENiy+m3DISTKiy*INTENiy+m4lnXiy+m5DISTKiy+

vi+vy+εiy

(8)

lnINNOiy=n0+n1OFDIiy+n2lnMANAiy+n3DISTKiy*lnMANAiy+n4lnXiy+n5DISTKiy+

vi+vy+εiy

(9)

lnINNOiy=p0+p1OFDIiy+p2lnEFFiy+p3DISTKiy*lnEFFiy+p4lnXiy+p4DISTKiy+

vi+vy+εiy

(10)

(二)變量設(shè)定及測(cè)度

1.相關(guān)變量設(shè)定

在公式(1)中，根據(jù)Hirshleifer等(2012)和張杰等(2012)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響因素的研究[19][20]，本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模(ln_size)、企業(yè)年齡(age)、企業(yè)利潤(rùn)率(profit)、融資約束(cons)和資產(chǎn)負(fù)債率(lr)。

在公式(2)～(7)中，INTENiy表示企業(yè)要素密集度，設(shè)定勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型的取值分別為1、2和3；lnMANAiy表示企業(yè)管理效率，選取人均管理成本作為代理變量；lnEFFiy表示企業(yè)生產(chǎn)效率。其余變量的含義與公式(1)相同。

2.資本要素市場(chǎng)扭曲的測(cè)度

由于本文是從企業(yè)層面對(duì)相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，因而借鑒蓋慶恩等(2015)采用的可有效測(cè)度企業(yè)層面資本要素市場(chǎng)扭曲程度的方法[16]。生產(chǎn)部門(mén)使用唯一的中間品生產(chǎn)最終產(chǎn)品Y，最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門(mén)的生產(chǎn)函數(shù)為C-D函數(shù)，即

(11)

其中，i表示中間品生產(chǎn)部門(mén)，假設(shè)該部門(mén)中有兩個(gè)中間品生產(chǎn)商生產(chǎn)同質(zhì)的中間品yi；q、k和l分別表示中間品生產(chǎn)商生產(chǎn)中間品時(shí)投入的技術(shù)、資本和勞動(dòng)力；α表示資本-產(chǎn)出彈性，β表示勞動(dòng)-產(chǎn)出彈性。企業(yè)在要素市場(chǎng)中通過(guò)多種融資渠道獲取生產(chǎn)所需資本，但由于政策性偏向和戶(hù)籍制度等條件限制，資本和勞動(dòng)力要素市場(chǎng)存在一定程度的扭曲[11][16][21]。假設(shè)潛在進(jìn)入企業(yè)的資本和勞動(dòng)力價(jià)格分別為r和w，技術(shù)水平為qi,P；τk,i和τl,i分別衡量在位企業(yè)面臨的資本和勞動(dòng)力要素市場(chǎng)的扭曲程度，技術(shù)水平設(shè)定為qi,E。假設(shè)潛在進(jìn)入企業(yè)與在位企業(yè)的技術(shù)水平存在差異，二者的技術(shù)水平關(guān)系為：

qi,E=δiqi,P

(12)

中間品的需求函數(shù)取決于最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門(mén)的成本最小化，由公式(11)可得中間品的需求函數(shù)為：

(13)

其中，pi表示最終產(chǎn)品的價(jià)格(即所有最終產(chǎn)品的最低價(jià)格)。在此條件下，在位企業(yè)為實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化而選擇的均衡價(jià)格必然等于潛在進(jìn)入企業(yè)的邊際成本MC(qi,P)，結(jié)合公式(11)可得：

(14)

本文將企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格與邊際成本的比值作為衡量企業(yè)壟斷勢(shì)力的指標(biāo)并記為μ(i,τ)，則在位企業(yè)在均衡條件下的壟斷勢(shì)力為：

(15)

由公式(15)可知，企業(yè)的壟斷勢(shì)力來(lái)源于企業(yè)間技術(shù)水平的差異(δi)和要素市場(chǎng)的扭曲程度，即(1+τk,i)和(1+τl,i)。將μ(i,τ)對(duì)(1+τk,i)求導(dǎo)，可得：

(16)

由公式(13)和(14)可得企業(yè)對(duì)資本和勞動(dòng)的需求函數(shù)，將其代入公式(11)可得中間品在位企業(yè)的產(chǎn)出為：

(17)

由公式(17)可得資本的邊際收益為：

(18)

由公式(18)可知，資本邊際產(chǎn)出由要素市場(chǎng)價(jià)格r、資本要素市場(chǎng)扭曲程度(1+τk,i)和企業(yè)壟斷勢(shì)力μ(i,τ)共同決定。將公式(18)變形，可得資本要素市場(chǎng)的扭曲程度為：

(19)

其中，μ(i,τ)表示企業(yè)的壟斷勢(shì)力。借鑒DeLocker和Warzynski(2012)對(duì)壟斷勢(shì)力指標(biāo)改進(jìn)后的算法[22]，本文采用要素投入的產(chǎn)出彈性與該要素成本占增加值比重的比值作為衡量企業(yè)壟斷勢(shì)力的指標(biāo)。由公式(19)可知，只要確定利率r，即可得到資本要素市場(chǎng)的扭曲程度。Hsieh和Klenow(2009)在計(jì)算中國(guó)資本要素市場(chǎng)扭曲程度時(shí)將利率水平直接設(shè)定為10%[21]，但其偏高于中國(guó)實(shí)際的利率水平。為有效解決這一問(wèn)題，本文對(duì)1998～2009年歷年6個(gè)月至1年的基準(zhǔn)貸款利率按時(shí)間進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，最終得到中國(guó)歷年的利率水平。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文采用的企業(yè)特征及財(cái)務(wù)指標(biāo)方面的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》。借鑒已有文獻(xiàn)的研究方法[23][24]，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。以發(fā)明專(zhuān)利授權(quán)數(shù)作為衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，發(fā)明專(zhuān)利的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局安全出版社發(fā)行的《中國(guó)專(zhuān)利數(shù)據(jù)庫(kù)文摘1985～2012(光盤(pán)版)》。企業(yè)層面OFDI的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于商務(wù)部的《境外投資企業(yè)(機(jī)構(gòu))名錄》。根據(jù)研究需要，本文將上述三個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行合并[25]，選取以上三個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)的時(shí)間段均為1998～2009年。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(一)中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)理

本文首先采用簡(jiǎn)單最小二乘法檢驗(yàn)中國(guó)企業(yè)OFDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。在此檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，基于中介效應(yīng)基本原理進(jìn)一步闡析OFDI提升國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)機(jī)理。

表1的第(2)～(3)列報(bào)告OFDI推動(dòng)企業(yè)由勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。第(2)列的被解釋變量為企業(yè)要素密集度，該變量的系數(shù)越大，表明企業(yè)越趨近于技術(shù)密集型。同時(shí)，OFDI的系數(shù)為0.150且在1%的水平上顯著，說(shuō)明OFDI顯著推動(dòng)企業(yè)由勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變。在第(3)列中，OFDI和企業(yè)要素密集度的系數(shù)分別為2.737和0.075，且都在1%的水平上顯著，根據(jù)中介效應(yīng)的基本原理，說(shuō)明OFDI可通過(guò)推動(dòng)企業(yè)由勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變的傳導(dǎo)機(jī)理提升其技術(shù)創(chuàng)新能力。表1的第(4)～(5)列報(bào)告企業(yè)通過(guò)OFDI學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)、改進(jìn)管理效率，進(jìn)而提升技術(shù)創(chuàng)新能力的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。第(4)列的被解釋變量為人均管理成本，該變量的系數(shù)越小，意味著企業(yè)管理效率越高、管理機(jī)制越科學(xué)。同時(shí)，OFDI的系數(shù)為-0.268且在1%的水平上顯著，說(shuō)明OFDI顯著降低企業(yè)人均管理成本，提高管理效率。在第(5)列中，OFDI和人均管理成本的系數(shù)分別為2.723和-0.029，且都在1%的水平上顯著，表明企業(yè)可通過(guò)OFDI學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)提高自身管理效率，保障技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)有序開(kāi)展。表1的第(6)～(7)列報(bào)告企業(yè)通過(guò)OFDI提高生產(chǎn)效率促進(jìn)自主創(chuàng)新的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。第(6)列的被解釋變量為生產(chǎn)效率(以人均總產(chǎn)出衡量)，該變量的系數(shù)越大，表明企業(yè)生產(chǎn)效率越高。同時(shí)，OFDI的系數(shù)為0.201且在1%的水平上顯著，說(shuō)明OFDI顯著提升企業(yè)生產(chǎn)效率。在第(7)列中，OFDI和人均總產(chǎn)出的系數(shù)分別為2.733和0.025，且都在1%的水平上顯著，表明OFDI可提高企業(yè)生產(chǎn)效率并帶動(dòng)其創(chuàng)新發(fā)展。

注：括號(hào)內(nèi)為t值；*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。下表同此。

由上述OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)理的實(shí)證檢驗(yàn)可知，OFDI確實(shí)可增強(qiáng)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。第一，由于技術(shù)創(chuàng)新成果在區(qū)域內(nèi)具有溢出效應(yīng)，企業(yè)通過(guò)OFDI進(jìn)入東道國(guó)技術(shù)創(chuàng)新集聚的地區(qū)和領(lǐng)域，可快速有效地掌握相關(guān)科研成果，經(jīng)消化、吸收后轉(zhuǎn)移至母國(guó)，促使企業(yè)由勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，從而增強(qiáng)創(chuàng)新動(dòng)能。這一結(jié)論與楊連星和劉曉光(2016)對(duì)OFDI存在技術(shù)外溢效應(yīng)的判斷一致[7]。第二，企業(yè)通過(guò)OFDI學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)，促使其改進(jìn)管理機(jī)制、優(yōu)化管理流程、提高管理效率，而管理更加科學(xué)的企業(yè)顯然更具開(kāi)展自主創(chuàng)新的制度保障。該結(jié)果從實(shí)證角度驗(yàn)證肖仁橋等(2015)關(guān)于企業(yè)管理效率提升對(duì)其創(chuàng)新效率產(chǎn)生積極影響的論斷[26]。第三，企業(yè)通過(guò)OFDI可借鑒并獲取東道國(guó)優(yōu)質(zhì)技術(shù)人員的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，促使其改進(jìn)生產(chǎn)流程、提高生產(chǎn)效率，助力其實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新能力的躍升。該結(jié)果驗(yàn)證毛其淋和許家云(2014)對(duì)OFDI推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新傳導(dǎo)機(jī)理的解釋[2]。

考慮到企業(yè)OFDI推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新可能存在“滯后效應(yīng)”，本文通過(guò)將當(dāng)期與滯后一期的主變量系數(shù)進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，滯后一期的OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)明顯增強(qiáng)，且本文闡析的三個(gè)傳導(dǎo)機(jī)理仍成立，表明OFDI提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用在滯后一期依然存在且更加顯著(1)限于篇幅，滯后效應(yīng)檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果未列出，作者備索。。

(二)資本要素市場(chǎng)扭曲影響中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的作用機(jī)制

OFDI無(wú)論通過(guò)何種途徑推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步都需要資本要素的有效配置。因此，進(jìn)一步探究資本要素市場(chǎng)扭曲如何影響中國(guó)OFDI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)將是一個(gè)無(wú)法回避的問(wèn)題。

表2報(bào)告資本要素市場(chǎng)扭曲影響OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果。表2的第(1)列OFDI*distk的系數(shù)為-0.0833且在5%的水平上顯著，說(shuō)明資本要素市場(chǎng)扭曲顯著抑制OFDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。第(2)列INTERN_distk的系數(shù)為-0.002且在5%的水平上顯著，表明資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)通過(guò)OFDI吸收利用東道國(guó)科研資源進(jìn)而提升其技術(shù)密集度具有負(fù)向影響。其原因在于企業(yè)從勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型的轉(zhuǎn)變需投入大量資本，而資本要素市場(chǎng)扭曲則使企業(yè)難以獲取低成本資金，因而妨礙其充分消化吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)。張杰等(2012)在分析企業(yè)R&D投入的融資渠道時(shí)，同樣考慮了融資約束抑制企業(yè)創(chuàng)新的問(wèn)題[20]，印證本文的研究結(jié)論具有一定的普適性。第(3)列l(wèi)nMANA_distk的系數(shù)為-0.001且在5%的水平上顯著，表明資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)借助OFDI學(xué)習(xí)國(guó)外管理經(jīng)驗(yàn)、改進(jìn)自身管理模式，進(jìn)而推動(dòng)創(chuàng)新發(fā)展具有顯著的阻礙作用。這是由于資本要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致市場(chǎng)中存在尋租機(jī)會(huì)[11]，而尋租行為則增加企業(yè)管理成本、降低管理效率[27]，最終對(duì)其通過(guò)OFDI獲取國(guó)外經(jīng)驗(yàn)、提高自身管理效率形成抑制效應(yīng)。第(4)列l(wèi)nEFF_distk的系數(shù)為0.001，雖不顯著，但仍可說(shuō)明即便在資本要素市場(chǎng)扭曲的情況下，OFDI依然對(duì)企業(yè)獲得國(guó)外優(yōu)質(zhì)技術(shù)經(jīng)驗(yàn)、改進(jìn)自身生產(chǎn)流程并提升自主創(chuàng)新能力具有正向作用。這主要是由于資本要素市場(chǎng)扭曲使綜合實(shí)力強(qiáng)大的企業(yè)更易獲得融資支持而擴(kuò)大生產(chǎn)，基于規(guī)模經(jīng)濟(jì)原理，此類(lèi)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益隨著生產(chǎn)的擴(kuò)大而不斷提高，投入更多資本于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)，最終推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。這一結(jié)論符合張?zhí)烊A和張少華(2016)關(guān)于政策性偏向引致資本要素市場(chǎng)扭曲進(jìn)而阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的研究論斷[10]，并從側(cè)面驗(yàn)證規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的適用性。為表明上述實(shí)證分析的可靠性，本文選擇固定效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果(表2的第(5)～(7)列)支持上述的研究結(jié)論。

表2 資本要素市場(chǎng)扭曲影響中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的作用機(jī)制

通過(guò)上述分析可發(fā)現(xiàn)，資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的影響存在兩種情形：一方面，資本要素市場(chǎng)扭曲顯著不利于企業(yè)通過(guò)OFDI學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)進(jìn)而內(nèi)化為創(chuàng)新動(dòng)能，抑制OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)；另一方面，資本要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致資本更多地配置于實(shí)力更強(qiáng)大的企業(yè)，助力其實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、加大原創(chuàng)性研發(fā)投入，對(duì)OFDI促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新具有一定的正向作用。然而，雖然資本要素市場(chǎng)扭曲對(duì)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)具有雙向影響，但從表2的第(1)列的交互項(xiàng)OFDI*distk的系數(shù)顯著為負(fù)來(lái)看，資本要素市場(chǎng)扭曲在總體上顯著抑制OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雖然本文采用的是面板數(shù)據(jù)，并借助固定效應(yīng)模型在一定程度上克服隨個(gè)體和時(shí)間變化的遺漏變量問(wèn)題，但為得到更為穩(wěn)健的研究結(jié)論，本文仍采用工具變量法對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行有效規(guī)避。具體而言，本文使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行估計(jì)并設(shè)定內(nèi)生變量和工具變量。在工具變量的選擇上，參考施炳展和冼國(guó)明(2012)、白俊紅和卞元超(2016)采用的方法，分別以各內(nèi)生變量的一階滯后項(xiàng)作為其工具變量[28][29]。這一選擇的合理性在于：既保證內(nèi)生解釋變量與其滯后項(xiàng)顯著相關(guān)，又滿(mǎn)足滯后項(xiàng)“前定”而與當(dāng)期擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。

表3 兩階段最小二乘法的實(shí)證結(jié)果(Ⅰ)

注：Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量的原假設(shè)為“存在弱工具變量”，若拒絕原假設(shè)，則說(shuō)明不存在弱工具變量問(wèn)題。表4同此。

表4 兩階段最小二乘法的實(shí)證結(jié)果(Ⅱ)

表3為采用兩階段最小二乘法和工具變量法對(duì)中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)理進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果，表4為采用兩階段最小二乘法和工具變量法對(duì)資本要素市場(chǎng)扭曲影響中國(guó)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的作用機(jī)制進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果，兩個(gè)實(shí)證結(jié)果的可靠性主要取決于工具變量的有效性。由表3、4所示，檢驗(yàn)弱工具變量的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量均大于10%水平下的偏誤值16.38，且大于Staiger和Stock(1997)提出的臨界值10，可拒絕原假設(shè)“存在弱工具變量”[30]。同時(shí)，由于本文選取的工具變量個(gè)數(shù)與內(nèi)生變量個(gè)數(shù)相等，故不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。

五、結(jié)論與建議

本文從微觀層面對(duì)OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)理及資本要素市場(chǎng)扭曲影響OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)的作用機(jī)制進(jìn)行理論闡析和實(shí)證檢驗(yàn)，得出如下的研究結(jié)論。第一，OFDI確實(shí)有助于企業(yè)提升技術(shù)創(chuàng)新能力。由于研發(fā)具有溢出效應(yīng)，企業(yè)通過(guò)OFDI進(jìn)入東道國(guó)技術(shù)創(chuàng)新集聚的地區(qū)和領(lǐng)域，可快速掌握所需的科研成果，經(jīng)消化、吸收而轉(zhuǎn)移至母國(guó)，促使企業(yè)向技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變，最終實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。企業(yè)通過(guò)OFDI可學(xué)習(xí)和借鑒國(guó)外管理經(jīng)驗(yàn)，以改進(jìn)自身管理機(jī)制、提高管理效率，而管理更加科學(xué)的企業(yè)顯然在技術(shù)創(chuàng)新方面更具有優(yōu)勢(shì)。企業(yè)通過(guò)OFDI借鑒國(guó)外優(yōu)質(zhì)技術(shù)人員的專(zhuān)業(yè)技能，有利于改進(jìn)生產(chǎn)流程、提高產(chǎn)品的科技含量。第二，資本要素市場(chǎng)扭曲影響OFDI的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，但作用機(jī)制和影響結(jié)果不同。一方面，資本要素市場(chǎng)扭曲顯著抑制企業(yè)借助OFDI學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而提升技術(shù)創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)作用；另一方面，資本要素市場(chǎng)扭曲雖然導(dǎo)致資本更多地配置于實(shí)力更強(qiáng)大的企業(yè)，但可促進(jìn)其實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)進(jìn)步。

基于上述的研究結(jié)論，本文提出以下的幾點(diǎn)建議。第一，繼續(xù)穩(wěn)步推進(jìn)“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵(lì)企業(yè)通過(guò)融入全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)、利用全球經(jīng)濟(jì)技術(shù)資源來(lái)提升自主創(chuàng)新能力。OFDI企業(yè)應(yīng)重視并多舉措加速實(shí)現(xiàn)從勞動(dòng)密集型向技術(shù)密集型的轉(zhuǎn)變，在學(xué)習(xí)、吸收和轉(zhuǎn)化外國(guó)先進(jìn)技術(shù)的同時(shí)，不斷積累融合國(guó)外先進(jìn)的管理理念和管理模式，以穩(wěn)步提升其生產(chǎn)效率，為其發(fā)揮OFDI技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)提供多維度的保障。第二，繼續(xù)推進(jìn)資本要素市場(chǎng)化改革，健全制度規(guī)范，構(gòu)建合理的價(jià)格體系。加快資本要素市場(chǎng)一體化建設(shè)，取消阻礙資本跨地區(qū)、跨部門(mén)和跨行業(yè)自由流動(dòng)的制度性壁壘及偏向性政策，從根本上保障企業(yè)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新(尤其是原創(chuàng)性研發(fā))的資金支持。