摘 要：本文選取中國(guó)2003年-2018年的數(shù)據(jù)構(gòu)建了VAR模型來(lái)對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證。實(shí)證結(jié)果顯示：滯后一期的對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)為1.33272，意味著對(duì)外直接投資存量增加1億美元，會(huì)使國(guó)內(nèi)的專利授權(quán)量在第二年增加1.33272件。滯后兩期的對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)為-0.85220，滯后三期的系數(shù)為-0.33088，滯后四期的系數(shù)為0.35473，解釋方法同滯后一期的系數(shù)。這樣現(xiàn)象的原因可能是，在海外子公司建立的前兩年，得到了母公司的竭力支持，企業(yè)處于超常規(guī)運(yùn)行狀態(tài)，獲取的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)較大。另外，特殊的并購(gòu)?fù)顿Y還會(huì)在前兩年帶來(lái)一次性的技術(shù)轉(zhuǎn)移，所以獲取的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)可能更大。之后，由于經(jīng)營(yíng)逐漸走上正軌，在創(chuàng)建初期的超常支持不存在了，并且一些新企業(yè)對(duì)于東道國(guó)市場(chǎng)的不適應(yīng)以及經(jīng)營(yíng)管理中的問(wèn)題也逐漸出現(xiàn)，個(gè)別情況下會(huì)出現(xiàn)較為集中的爆發(fā)。因此，第三年和第四年的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)為負(fù)。對(duì)于通過(guò)并購(gòu)成立的新企業(yè)還有一個(gè)特殊的原因，在前兩年獲得了大量的現(xiàn)成技術(shù)的現(xiàn)象不存在了，必然地出現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步獲取效應(yīng)的相對(duì)低潮期。到了第五年，常規(guī)化經(jīng)營(yíng)的努力這時(shí)候收到了回報(bào)，技術(shù)學(xué)習(xí)手段趨于成熟，因此，技術(shù)進(jìn)步獲取效應(yīng)開(kāi)始回升。然后又做了脈沖響應(yīng)、方差分解、格蘭杰因果檢驗(yàn)。整體上來(lái)說(shuō)，中國(guó)對(duì)外資直接投資能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。根據(jù)實(shí)證結(jié)果和對(duì)結(jié)果的分析，又給出了適應(yīng)獲取技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)各個(gè)階段不同特點(diǎn)的建議。

關(guān)鍵詞：中國(guó);對(duì)外直接投資;技術(shù)進(jìn)步效應(yīng);VAR模型

一、引文

2018年中國(guó)對(duì)外直接投資1430.4億美元，占全球比重為14.1%，較上年提升3個(gè)百分點(diǎn)，為全球第二大對(duì)外投資國(guó)。2018年末，中國(guó)對(duì)外直接投資存量達(dá)1.98萬(wàn)億美元，是2002年末存量的66.3倍，在全球分國(guó)家地區(qū)的對(duì)外直接投資存量排名由第25位升至第3位。投資覆蓋全球188個(gè)國(guó)家和地區(qū)，投資行業(yè)分布廣泛。中國(guó)對(duì)外直接投資的迅猛發(fā)展，必然有其內(nèi)在的邏輯，那就是對(duì)外直接投資可以帶來(lái)多方面的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。一般來(lái)說(shuō)，對(duì)外直接投資有經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)等。而本文的關(guān)注點(diǎn)在于技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。

開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，取得技術(shù)進(jìn)步的途徑有多種，對(duì)外直接投資只是其中一種，其他方式還有自主研發(fā)、國(guó)際技術(shù)貿(mào)易、外國(guó)直接投資、國(guó)際貨物貿(mào)易。同其他方式相比，對(duì)外直接投資獲取技術(shù)進(jìn)步有自己獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)。國(guó)際技術(shù)貿(mào)易、外國(guó)直接投資、國(guó)際貨物貿(mào)易提供的技術(shù)要經(jīng)過(guò)供給者的篩選。而對(duì)外直接投資將企業(yè)設(shè)在目標(biāo)技術(shù)所在地，有更多的機(jī)會(huì)通過(guò)多種機(jī)制獲得目標(biāo)技術(shù)。而自主研發(fā)能力再?gòu)?qiáng)，也不能在所有領(lǐng)域都取得優(yōu)勢(shì)，所以通過(guò)國(guó)際交流（包括對(duì)外直接投資）獲得技術(shù)是有必要的。

中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)于國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)到目前還沒(méi)有一個(gè)一致的結(jié)論。因此，本文要從實(shí)證角度判定中國(guó)對(duì)外直接投資能否獲得技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。如果證明可以獲得技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，就可以根據(jù)實(shí)證的結(jié)論給出相應(yīng)的建議，為企業(yè)和政府決策作參考。如果實(shí)證結(jié)論證明中國(guó)對(duì)外直接投資不能獲得技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)或者帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)不顯著，那么就可以加強(qiáng)對(duì)其他獲取技術(shù)進(jìn)步方式的重視，或者在對(duì)外直接投資中更加關(guān)注對(duì)外直接投資的其他效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

1.國(guó)外相關(guān)研究

Kogut和Chang（1991）發(fā)現(xiàn)日本企業(yè)對(duì)美國(guó)的直接投資集中分布在R&D密集型產(chǎn)業(yè)，并傾向于采取合資方式，由此引起了對(duì)其投資技術(shù)尋求目的的猜測(cè)，繼而用實(shí)證方法證實(shí)了日本企業(yè)對(duì)美國(guó)直接投資的技術(shù)尋求目的。這是首次通過(guò)實(shí)證證實(shí)對(duì)外直接投資技術(shù)尋求動(dòng)機(jī)的存在。

Coe和Helpman（1995）（簡(jiǎn)稱C-H）用21個(gè)OECD國(guó)家和以色列1971-1990年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證的結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)和國(guó)外的R&D對(duì)TFP都有重要影響。

Lichtenberg F.和B. van Pottelsberghe de la Potterie（2001）選用了美國(guó)、日本和德國(guó)等13個(gè)國(guó)家1971-1990年間的數(shù)據(jù)，對(duì)進(jìn)口、利用外資與對(duì)外直接投資三種方式對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證。實(shí)證結(jié)果表明：對(duì)外直接投資能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步。

Makino S和Yeh R（2007）對(duì)新興工業(yè)化國(guó)家對(duì)外直接投資區(qū)位選擇的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究。他們使用328個(gè)臺(tái)商的分析樣本，經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)：戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求是影響企業(yè)投資的重要?jiǎng)訖C(jī)，這對(duì)他們投資區(qū)位的選擇有顯著的影響。

Pradhan，Jaya Prakash和Neelam（2008）針對(duì)印度汽車企業(yè)的研究表明，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的直接投資產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于對(duì)發(fā)展中國(guó)家的直接投資產(chǎn)生的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，合資方式產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)強(qiáng)于綠地投資。

Deng P（2007）基于一級(jí)和二級(jí)數(shù)據(jù)源對(duì)中國(guó)對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的直接投資進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)論認(rèn)為：中國(guó)的跨國(guó)公司投資于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的主要?jiǎng)訖C(jī)是對(duì)戰(zhàn)略資源與能力的追求。

Bitzer和Kerekes（2008）采用17個(gè)OECD國(guó)家1973年-2000年的產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)，實(shí)證得出了與Potterie和Lichtenberg（2001）等人完全相反的結(jié)論：對(duì)外直接投資并未產(chǎn)生顯著的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

Pietrobelli C，Rabellotti R和Sanfilippo M（2013）研究了中國(guó)對(duì)意大利進(jìn)行直接投資的動(dòng)機(jī)。該分析是建立在對(duì)中國(guó)在意大利的一些企業(yè)的關(guān)鍵人員和高級(jí)管理人員的深入訪談和一些二手資料的基礎(chǔ)上。結(jié)論是中國(guó)在意大利和其他歐洲國(guó)家進(jìn)行直接投資的最終目的是提升自己的技術(shù)和生產(chǎn)能力。

Li，Linjie，Liu等（2017）研究新興經(jīng)濟(jì)體跨國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資是否具有更高的生產(chǎn)效率。他們利用2002年-2008年中國(guó)制造企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體在進(jìn)行對(duì)外直接投資后通常會(huì)變得更具生產(chǎn)力，但這種生產(chǎn)力效應(yīng)因母公司性質(zhì)和投資策略的異質(zhì)性而異。吸收能力較強(qiáng)的私企能夠獲得更高和更可持續(xù)的生產(chǎn)力效應(yīng)。投資于經(jīng)合組織國(guó)家所得高于投資于非經(jīng)合組織國(guó)家。

對(duì)于通過(guò)并購(gòu)成立的新企業(yè)還有一個(gè)特殊的原因，在前兩年獲得了大量的現(xiàn)成技術(shù)后，不會(huì)持續(xù)有更多的現(xiàn)成技術(shù)，這樣對(duì)于這些企業(yè)的影響是，必然地出現(xiàn)了一個(gè)獲取技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的相對(duì)的低潮期。到了第五年，企業(yè)已經(jīng)逐漸適應(yīng)了當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)，常規(guī)化經(jīng)營(yíng)的努力這時(shí)候也收到了回報(bào)，對(duì)于東道國(guó)市場(chǎng)和所模仿學(xué)習(xí)的對(duì)象有了更多的認(rèn)識(shí)，學(xué)習(xí)策略也更加成熟，因此，技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)開(kāi)始回升。

本VAR模型同時(shí)還存在另外一個(gè)表達(dá)式：

對(duì)于式（2），和本文的主題關(guān)系不密切，因此，僅給出表達(dá)式，而且各系數(shù)也沒(méi)有給出T值，也不做進(jìn)一步解釋。

2.脈沖響應(yīng)和方差分解

接下來(lái)，還要進(jìn)一步了解LNPA和LNOFDI之間的相互影響程度。這就需要做脈沖響應(yīng)函數(shù)和進(jìn)行方差分解。在本文中，脈沖響應(yīng)的顯示的選擇是Multiple Graphs，分解方法選擇Cholesky-dof adjusted。選擇LNOFDI為沖擊變量，LNPA為反應(yīng)變量。LNOFDI對(duì)LNPA沖擊的影響見(jiàn)圖1。

圖中所描述的是變量LNOFDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的變化對(duì)LNPA的沖擊影響。變量LNOFDI的變化對(duì)LNPA的沖擊影響開(kāi)始為零，在第一期達(dá)到0.66這樣第一個(gè)高峰，隨后在第三期和第四期緩慢下降，趨于平緩，在第五期的時(shí)候，達(dá)到約0.70這樣第二個(gè)高峰，這與式（1）表達(dá)的觀點(diǎn)很相似。然后迅速下降，在第八期和第十期各出現(xiàn)一個(gè)小高峰，但是遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于第一期和第五期的峰值。

接下來(lái)再進(jìn)行方差分解。方差分解顯示方法選擇的是Multiple Graphs，標(biāo)準(zhǔn)誤差選擇沒(méi)有，因子分解方法選擇Cholesky? Decomposition。方差分解的結(jié)果如下表。

上述方差分解的結(jié)果表明，LNPA標(biāo)準(zhǔn)差的絕大部分（從100%遞減至88.29508%），被自身承載，并且持續(xù)到第10期仍然起到主要作用;但是LNOFDI的作用也在增大，到第10期已經(jīng)達(dá)到18.3923%。LNOFDI標(biāo)準(zhǔn)差的絕大部分（從100%遞減至88.29508%），被自身承載，并且持續(xù)到第10期仍然起到主要作用;而LNPA的作用不大，到第10期才達(dá)到10.1151%。這說(shuō)明了對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)水平波動(dòng)的方差貢獻(xiàn)率相對(duì)較大，而國(guó)內(nèi)技術(shù)水平對(duì)對(duì)外直接投資波動(dòng)的方差貢獻(xiàn)率相對(duì)較小。進(jìn)一步分析，這其實(shí)表明了對(duì)外直接投資能夠促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步，而說(shuō)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)對(duì)外直接投資則說(shuō)服力不足。

順便做個(gè)格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表中顯示在滯后一期的情況下，LNOFDI LNPA的Granger原因，也就是說(shuō)，對(duì)外直接投資是國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步的原因。

回歸式（1）、脈沖響應(yīng)和格蘭杰因果檢驗(yàn)都表達(dá)了這樣的觀點(diǎn)：對(duì)外直接投資發(fā)生后的第二年所獲得的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)最為顯著。

四、建議

從宏觀角度講，考慮滯后四期的整體狀況，中國(guó)的對(duì)外直接投資具有較大的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。因此，國(guó)家應(yīng)該出臺(tái)政策，對(duì)主要以獲取技術(shù)進(jìn)步為目的的直接投資行為進(jìn)行支持。要結(jié)合國(guó)家的科技發(fā)展規(guī)劃，對(duì)于中國(guó)主要要通過(guò)對(duì)外直接投資獲得的技術(shù)，做好東道國(guó)的篩選工作。對(duì)于哪些企業(yè)具備了進(jìn)行主要以獲取技術(shù)為目的對(duì)外直接投資能力也可以做些調(diào)查，推動(dòng)這些有能力的企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資。

要研究潛在東道國(guó)的法律和各項(xiàng)相關(guān)制度，尤其要注意一些國(guó)家針對(duì)中國(guó)企業(yè)的限制做法，選擇合適的行業(yè)和投資時(shí)機(jī)，盡量避免不必要的損失。對(duì)于投資進(jìn)入第三年和第四年的企業(yè)可以給予額外的、特殊的支持。另外，為了更好地提高技術(shù)吸收能力，同時(shí)也是進(jìn)一步打造創(chuàng)新型國(guó)家的需要，政府要加大科研投入，大力發(fā)展普通教育、職業(yè)教育和在職培訓(xùn)。

從微觀角度講，作為從事主要以獲得技術(shù)進(jìn)步為目的的對(duì)外直接企業(yè)，根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)論，就應(yīng)該考慮好如何應(yīng)對(duì)經(jīng)營(yíng)第三年和第四年的低谷期，對(duì)這一點(diǎn)要有足夠的心理準(zhǔn)備和應(yīng)對(duì)措施。如果可能，可以將前兩年的超常投入節(jié)省一部分而用于第三年和第四年。在前兩年的超常規(guī)運(yùn)行中，要盡快完成企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理由非常態(tài)向常態(tài)轉(zhuǎn)變。比如要盡快適應(yīng)當(dāng)?shù)匾厥袌?chǎng)的供給狀況，做好人才儲(chǔ)備工作，完善風(fēng)險(xiǎn)管理體系，進(jìn)一步明確本子公司在本跨國(guó)公司全球研發(fā)體系中的定位等。另外，還要避免技術(shù)進(jìn)步速度差異過(guò)大而對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況產(chǎn)生較大的沖擊。

注釋：

①VAR模型是向量自回歸模型的簡(jiǎn)稱，1980年由克里斯托弗·西姆斯提出。VAR模型是把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造的模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。在一定的條件下，多元MA和ARMA模型也可轉(zhuǎn)化成VAR模型，因此近年來(lái)VAR模型受到越來(lái)越多的經(jīng)濟(jì)工作者的重視。

②數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

參考文獻(xiàn)：

[1]Bitzer J. and Kerekes M，Does foreign Direct Investment transfer technology across borders？New Evidence [J].Economics Letters，2008，100（3）：355-358.

[2]Coe，D. T.，E. Helpman. International R&D Spillovers.European E conom ic Review，1995，39（5）：859-887.

[3]Deng P. Investing for strategic resources and its rationale：The case of outward FDI from Chinese companies[J].Business Horizons，2007，50：71-81.

[4]Kogut B， Chang S J. Technological capabilities and japanese foreign direct investment in the united states[J].Review of Economics and Statistics，1991，73（3）： 401？413.

[5]Li， Linjie， Liu， Xiaming， Yuan， Dong. Does outward FDI generate higher productivity for emerging economy MNEs？-Micro-level evidence from Chinese manufacturing firms[J].International Business Review，2017，26：839-854.

[6]Lichtenberg F，and B.Van Pottelsberghe de la Potterie，“International R&D Spillovers：A Comment”，European EconomicReview，Vol.42（1998）.

[7]Ljunwall C，Tingvall P G.Is China Different？A Meta-Analysis of the Growth-Enhancing Effect from R&D Spending in China[J].China Economic Review，2015，36：272-278.

[8]Makino S，Yeh R. Asset-Exploitation Versus Asset-Seeking： Implications for Location Choice of Foreign Direct Investment from Newly Industrialized Economies[J].Journal of International Business Studies，2002，33（3）：403-421.

[9]Nigel Driffield，Love J H. Foreign direct investment，technology sourcing and reverse spillovers.The Manchester School，2003，71（6）：659-672.

[10]胡小娟.中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資區(qū)位技術(shù)逆向溢出效應(yīng)的實(shí)證研究[J].求索，2015，01：74-78.

[11]姜能鵬，賀培，陳金至.中國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)創(chuàng)新：基于要素市場(chǎng)扭曲的視角[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，No.372（08）：101-114.

[12]劉宏，秦蕾.中國(guó)OFDI 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)技術(shù)進(jìn)步影響的實(shí)證研究[J].中國(guó)科技論壇，2013，（5）.

[13]歐陽(yáng)艷艷.中國(guó)對(duì)外直接投資逆向技術(shù)溢出的境外地區(qū)分布差異性研究[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2012（1）.

[14]邱麗萍，葉阿忠.對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)研究——基于半?yún)?shù)面板空間滯后模型[J].軟科學(xué)，2019（4）：29-33.

[15]沙文兵.對(duì)外直接投資、逆向技術(shù)溢出與國(guó)內(nèi)創(chuàng)新能力——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012，（3）.

[16]王英，劉思峰.國(guó)際技術(shù)外溢渠道的實(shí)證研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008（4）：153-161.

[17]余昌龍，鄒熙.中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)技術(shù)進(jìn)步的長(zhǎng)短期效應(yīng)分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2016 （17）：124-128.

[18]遇芳.中國(guó)企業(yè)技術(shù)尋求型對(duì)外直接投資研究[J].商業(yè)研究，2011，12：40-44.

[19]鄒玉娟，陳漓高.我國(guó)對(duì)外直接投資與技術(shù)提升的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2008（5）.

[20]張瀅.對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)技術(shù)進(jìn)步的影響[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（04）：179-183.

[21]齊鈺，花馮濤.社會(huì)資本對(duì)企業(yè)投資效率影響研究——基于法律監(jiān)管環(huán)境的分析[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019（06）：64-75.

作者簡(jiǎn)介：呂寧（1973- ），男，黑龍江人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，講師，研究方向：經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)和國(guó)際直接投資等