張永麗++王兵

摘要：基于我國1981～2015年的經濟數(shù)據(jù)，通過構建擴展的生產函數(shù)模型和技術溢出模型，對我國R&D支出、FDI、OFDI的產出效應和技術進步效應進行了實證分析。結果表明，R&D支出的產出效應和技術進步效應均有所減弱，其技術進步效應甚至轉為負向；2003年之后，F(xiàn)DI渠道的國際R&D溢出對我國產出和技術進步并沒有單獨的正向效應，而OFDI渠道的國際R&D溢出對我國產出和技術進步始終有顯著的正向效應；FDI和OFDI正向的產出效應和技術溢出效應的顯現(xiàn)需要國內R&D的承接吸收。

關鍵詞：R&D；FDI；OFDI；產出效應；技術溢出效應

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.07.04

中圖分類號：F83059 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）07-0016-04

Domestic R&D Expenditure，International R&D Spillovers，

Output Effect and Technological Advancement Effect

ZHANG Yongli，WANG Bing

（School of Business，Northwest Normal University，Lanzhou 730070）

Abstract：Based on Chinese economic data from 1981 to 2015，the relationship among domestic R&D expenditure，F(xiàn)DI，OFDI，output effect and technological advancement effect is empirically analyzed by establishing an extended production function model and an extended technology spillovers regression model. The research results show as follows：domestic R&D capitals effects on total output and technology advancement have been weakened，the technological advancement effect even have been turned negative；from the single effects of FDI and OFDI，international R&D spillovers through FDI has significantly negative effect on Chinese after 2003，but OFDI could generate significant reverse technology spillovers effect and positive output effect during the whole period；FDI and OFDI had significantly positive contribution on total output and technology advancement with domestic R&Ds absorptive capacities.

Key words：R&D；FDI；OFDI；output effect；technology spillovers effect

國家技術進步及經濟發(fā)展很大程度上依賴于國內研究與開發(fā)（R&D）投入和對國際R&D溢出的吸收。國內R&D投入不僅可以創(chuàng)造新的知識和信息直接促進技術進步，而且對承接國際技術溢出意義重大。外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）是國際R&D溢出的兩條重要渠道[1，2]。FDI承載著發(fā)達經濟體先進的科學技術和前沿管理方法，是發(fā)展中國家及新興經濟體重要的知識來源。OFDI是母國控制國外企業(yè)經營管理權，學習、吸收、引進、模仿、創(chuàng)新國外先進技術，促進母國技術進步及經濟發(fā)展的重要途徑。

隨著知識經濟和開放經濟的發(fā)展，各國不斷加大國內R&D投入，并積極承接吸收國際R&D的溢出，以促進技術進步和經濟發(fā)展。以我國為例，R&D經費支出占GDP比重持續(xù)提高，2012年R&D經費支出突破萬億元人民幣，2013年以來R&D支出比重持續(xù)保持在2%以上。據(jù)聯(lián)合國貿易與發(fā)展會議（UNCTAD）統(tǒng)計，2010年以來我國FDI持續(xù)突破1000億美元，OFDI突破600億美元，2013年開始OFDI也突破1000億美元。這說明我國不僅積極實施外資“引進來”戰(zhàn)略，也積極實施“走出去”戰(zhàn)略，我國已進入吸引外資與對外投資并重的階段。基于此，本文運用我國1981～2015年的經濟數(shù)據(jù)及擴展的生產函數(shù)模型和技術溢出模型，實證研究了國內R&D支出、FDI、OFDI對我國產出和技術進步的影響關系，并通過客觀分析三者的貢獻，提供適時合理的政策建議。

1文獻綜述

對R&D投入、技術進步及經濟增長的研究，Romer在內生增長模型中劃分出R&D部門，突出了R&D投入對經濟增長的貢獻，開創(chuàng)了內生經濟增長理論研究的先河[3]；Griliches首先區(qū)分了R&D相關的兩種不同類型的技術溢出，即租賃溢出和知識溢出[4]；張海洋和Cohen等學者認為R&D具有提高創(chuàng)新能力和吸收能力兩方面的作用[5，6]；王鵬等研究了基礎研究、應用研究和試驗發(fā)展在內外研發(fā)中的溢出效應[7]。

關于國際R&D溢出的研究，Grossman等運用“內生—創(chuàng)新驅動”增長模型，指出技術可能通過國際貿易渠道溢出[8]，被公認為是國際技術溢出的開創(chuàng)性研究[9]。在此基礎上，Coe等使用國際R&D溢出模型驗證了G7國家對貿易伙伴國的R&D投資有積極的溢出效應[10]，從而支持了通過貿易形式的國際技術溢出假說。Van Pottelsberghe等將對外投資作為溢出渠道引入模型[11]，完善了Coe等的國際R&D溢出模型。之后，國內外學者關于技術溢出效應的研究大都在二者的研究框架下進行，并簡稱CH法和LP法[1，12～16]。此后，Kogut等從投資動機角度考察了OFDI的東道國技術溢出現(xiàn)象，其實證結論認為技術尋求型OFDI是存在的，并最先提出了逆向技術溢出的構想[17]。其他學者也提到或實證檢驗了關于FDI逆向技術溢出效應的相關論斷。其中，Van Pottelsberghe等實證結論認為OFDI是國際技術溢出的重要渠道，而FDI轉化技術卻是單向的[11]；趙偉等總結了OFDI逆向技術溢出的四個機制，并通過構建FDI逆向技術轉移的（修正）鏈條模擬系統(tǒng)，證明了我國對R&D密集的國家（地區(qū)）的OFDI存在較為明顯的逆向技術溢出效應[12]；馬亞明等從技術擴散的視角，使用單向和雙向擴散模型說明了技術擴散的存在[18]，也為技術尋求型FDI的存在提供了依據(jù)；Hu等指出發(fā)展中國家可通過技術轉化、國內R&D投資和FDI三種途徑實現(xiàn)技術進步[19]；魯萬波等實證檢驗了國內研發(fā)和人力資本對OFDI的逆向技術溢出效應的吸收能力，認為OFDI總體上促進了我國技術進步[20]。

①考慮到政策因素的滯后性，2003年之前Z值為0，之后為1。

②限于篇幅，未提供變量算法和樣本數(shù)據(jù)表，如有需要可向作者索取。

此外，李燕等認為OFDI的逆向技術溢出效應依賴于國內FDI增長率，并利用逆向技術溢出模型和雙門檻效應模型進行檢驗，結果表明兩者之間存在互補關系[2]；Driffield等運用GMM法證明了英國國內行業(yè)向國外跨國企業(yè)的逆向技術溢出效應不僅與東道國產業(yè)的研發(fā)密集度有關，還受產業(yè)空間集聚的影響[21]；Wang等總結了R&D活動對經濟的直接和間接效應以及引進FDI的當?shù)毓緩腇DI相關技術溢出中受益的四種渠道，并通過實證證明了R&D存量和FDI對地區(qū)工業(yè)增長顯著正相關[22]。

與現(xiàn)有文獻相比，本文在以下方面進行了創(chuàng)新：①用FDI強度FDII和OFDI強度OFDII替代變量FDI和OFDI；②引入了反映政策因素的虛擬變量Z；③將R&D支出存量RDS、FDII與OFDII分別納入擴展的生產函數(shù)模型和技術溢出模型，并引入了三者的標準化交互項以及三者和Z的交互項，且考慮了滯后效應。

2模型構造與變量說明

21模型構造

為了實證研究國內R&D支出和國際R&D溢出與我國產出及技術進步間的關系，本文使用柯布—道格拉斯生產函數(shù)并假設規(guī)模報酬不變，即：

Yt=AeρtTκLαtKβt（1）

其中，Y為總產出GDP，Aeρt為移動參數(shù)，T為表示技術進步的函數(shù)，L為人力資本存量，K為固定資本存量，κ為技術進步的產出彈性，α和β分別為勞動和資本的產出彈性。

用全要素生產率TFP表示技術進步，則技術進步的函數(shù)關系式可表示為：

TFPt=A0RDSτt-1FDIIφt-1OFDIIωt-1（2）

其中，A0為參數(shù)，τ、φ、ω分別為RDS、FDII、OFDII的技術進步彈性。

為了擺脫模型混合回歸的嫌疑并考慮到我國加入WTO后政策因素的影響，引入虛擬變量Z①，初步整理可得生產函數(shù)模型和技術溢出模型：

gdpt=c0+αlt+βkt-1+γ1rdst-1+γ2fdiit-1+γ3ofdiit-1+γ4Zt+ε1t（3）

tfpt=c1+θ1rdst-1+θ2fdiit-1+θ3ofdiit-1+θ4Zt+ε2t（4）

其中，c為常數(shù)項，α、β、γ、θ為待估參數(shù)，ε為殘差項，變量的自然對數(shù)形式用相應的小寫字母表示，并考慮了滯后性。

22變量說明

原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《2015年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、世界銀行數(shù)據(jù)庫、UNCTAD數(shù)據(jù)庫，并選取2010年為基期，對全社會固定資產投資TIFA、GDP、K、RDS、FDI和OFDI做了平減處理，然后從中截取1981～2015年TIFA、GDP、L、K、RDS、FDI、OFDI和TFP作為樣本數(shù)據(jù)。其中，使用永續(xù)盤存法（PIM）來估算K和RDS；使用變量FDII和OFDII替代FDI和OFDI，F(xiàn)DII和OFDII被定義為FDI和OFDI與TIFA的比值；使用生產函數(shù)法測算歷年TFP②。

3實證分析

31變量相關關系分析

本文使用Stata 140對變量進行Pearson相關性檢驗，消除多重比較謬誤后的相關關系矩陣見表1，其中多數(shù)變量之間存在顯著的相關關系，但也有一些變量間沒有顯著相關關系。

32模型回歸結果與分析

本文對式（3）和式（4）兩個模型回歸時，考慮了RDS、FDII、OFDII、Z對產出和技術進步的單獨效應和交互效應，于是兩個模型得以擴展，且各包含6個子模型。首先對子模型進行OLS回歸，并使用FEGLS法

對存在序列相關的模型進行修正[23]。然后用更具一般性的LM檢驗來偵察子模型自相關問題，其原假設為殘差序列不存在自相關，然后使用ADF單位根檢驗和白噪聲檢驗對殘差項進行檢驗。LM檢驗結果顯示，12個子模型F統(tǒng)計值偏小，P值較大，在005的顯著性水平下均不顯著，故不拒絕原假設；ADF單位根檢驗結果顯示殘差項均不存在單位根；白噪聲檢驗結果顯示，除模型1、模型7和模型8外，其余模型的殘差均為白噪聲序列。從模型擬合結果看，除模型9可能存在模型誤設外，其他模型擬合效果比較理想。最終回歸結果見表2和表3。從模型4至模型6和模型10至模型12看，Z對產出和技術進步的正向影響極其顯著，說明2003年以來政策作用對產出和技術進步具有積極影響。從綜合分析的視角看，本文更偏好模型4、模型6、模型10和模型12的擬合結果。

321R&D存量對產出和技術進步的單獨效應

模型1中，rds項系數(shù)為正且顯著，rds×Z項系數(shù)為正，說明RDS對產出始終具有正向效應，且效應增強了。從模型4至模型6看，rds項系數(shù)為正且極其顯著，而rds×Z項系數(shù)為負，說明2003年以后RDS的產出效應減弱了，但對產出仍具有正向影響。

模型7和模型10至模型12中，rds項系數(shù)為正且顯著，rds×Z項系數(shù)為負且顯著，而且系數(shù)絕對值更大，說明2003年之前RDS對技術進步具有正向效應，2003年以后RDS對技術進步具有負向影響。

對此結果，可能的解釋是，2003年以來國外技術大量引進，降低了本國自主創(chuàng)新能力，且國內R&D承接吸收效率較低，使得引進的國外技術在國內并沒有得到更好的發(fā)展；另一可能的解釋是，新科技的研發(fā)創(chuàng)新本身就存在難度大、耗時長、突破小、效率低的特點。

322FDI對產出和技術進步的單獨效應

模型2中，fdii項系數(shù)為負，fdii×Z項系數(shù)為正，系數(shù)均不顯著，說明2003年之前FDI對產出具有負向效應，2003年以后FDI對產出的影響轉為正向。從模型4至模型6來看，fdii項系數(shù)為正又極其顯著，而fdii×Z項系數(shù)為負且絕對值更大，說明2003年以后FDI的產出效應為負。

模型10中，F(xiàn)DI對技術進步的年平均貢獻程度從2003年以前的4%下降為-134%；模型12中，F(xiàn)DI對技術進步的年平均貢獻程度從2003年以前的109%下降為-120%，說明2003年以后FDI并不促進國內技術進步。

此結果支持了蔣仁愛等的實證結論，即FDI并不顯著促進國內技術進步[16]。可能的解釋是，中國吸引外資只注重“量”的增加，而忽略了對外資“質”的遴選，尤其是中國加入WTO后，中國政府積極推行“市場換技術”政策，給予外商直接投資企業(yè)過多的政策保護，使得更多的人力資本、物質資本流向FDI密集的企業(yè)，從而限制了國外先進技術的外溢，這也是Wang等的實證結論之一[22]；此外，F(xiàn)DI密集的企業(yè)可能搶占了國內企業(yè)的市場份額，此即Aitken等提到的“市場偷竊效應”[24]。

323OFDI對產出和技術進步的單獨效應

從模型3看，ofdii項系數(shù)為負且顯著，ofdii×Z項系數(shù)為正且絕對值更大、但不顯著，說明2003年之前OFDI對產出具有負向效應，2003年以后OFDI的產出效應為正。以模型4為例，OFDI對產出的平均貢獻程度從2003年以前的-35%上升為110%且影響顯著，說明2003年以后OFDI對產出有逆向溢出效應。從模型10知，OFDI對技術進步的影響程度從2003年之前的-18%上升為88%，且2003年之后影響顯著，說明2003年以后OFDI有逆向技術溢出效應。

此結果支持了趙偉等、魯萬波等的實證結論，即OFDI具有顯著的逆向技術溢出效應[12，20]，而與李梅、王英等及Bitzer等的結論相悖[1，13，14]。

324R&D存量、FDI和OFDI的交互效應和總效應

模型6和模型12中，從rds、fdii、ofdii兩兩交互及三者的交互項系數(shù)看，含有rds的交互項系數(shù)為正且極顯著，說明其交互作用對產出和技術進步有正向效應?？赡艿慕忉屖?，R&D存量水平越高，F(xiàn)DI和OFDI對產出和技術進步的溢出效應越大，這說明FDI和OFDI對產出和技術進步產生顯著正效應需要國內RDS的承接，即本國對FDI和OFDI引致的先進技術的吸收能力要高于某一門限水平[25]，這也與Cohen等提到的國內R&D的吸收能力對學習外部知識至關重要的觀點一致[6]；另一種可能的解釋是FDI強度和OFDI強度越高，R&D存量對產出和技術進步的影響越大。從關于吸收能力的文獻看，本文更傾向于第一種解釋。此外，模型6和模型12中FDI和OFDI交互項的系數(shù)均為正且顯著，可能的解釋是FDI對產出和技術進步的效應與OFDI對產出和技術進步的效應作用相反而抵消了負向作用。

從兩模型的總效用看，整個樣本期間，RDS對產出的總效應始終為正，對技術進步的總效應由正轉為負；FDI對產出和技術進步的總效應均由正轉為負；OFDI對產出和技術進步的總效應始終為正。

4結論與啟示

通過對實證結果的分析，本文得到如下結論：從單獨效應和總效應看，我國R&D存量對總產出起著顯著的促進作用，且作用遠大于FDI和OFDI的產出效應，但我國R&D支出的技術進步效應有待提高；2003年之后，F(xiàn)DI對我國產出和技術進步的影響發(fā)生轉折，并沒有保持正向的產出效應和技術溢出效應，而OFDI對我國產出和技術進步始終影響顯著。從交互效應看，F(xiàn)DI和OFDI對我國產出和技術進步正向效應的顯現(xiàn)需要國內R&D存量的承接吸收。

根據(jù)所得結論，可以得出以下啟示：

（1）繼續(xù)加大國內R&D支出強度，合理、有效配置R&D資源，可進一步提高我國對國外先進技術的吸收能力、新技術研發(fā)能力和市場開拓能力，進而促進技術進步和經濟增長。

（2）繼續(xù)實施外資“引進來”戰(zhàn)略，選擇優(yōu)質跨國企業(yè)對我國直接投資，這就要求政府部門完善外資進入的遴選機制，并把吸引外資的戰(zhàn)略重點放在完善市場經濟制度和投資環(huán)境上，創(chuàng)造一個更具競爭性的市場環(huán)境，以促進跨國企業(yè)更好更快地技術溢出。

（3）繼續(xù)鼓勵有能力的企業(yè)“走出去”，通過“資金換技術（市場）”，有機會獲得關鍵原材料、進入新市場、獲得先進技術和管理經驗以及戰(zhàn)略資產等，還可以提升國內企業(yè)或品牌在國際市場的競爭力。

（4）繼續(xù)加強我國對發(fā)達國家技術密集型高新技術產業(yè)的直接投資。雖然我國R&D支出相對較高，但自主研發(fā)能力和效率較弱，如果加之技術尋求型對外直接投資，更利于對國外先進技術的承接、吸收、模仿和創(chuàng)新，從而提升我國技術水平，促進國內技術進步。

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（責任編輯：張勇）