OFDI與企業(yè)R&D投入關(guān)系中的“門限效應”分析
——基于政府干預視角

劉煥鵬，嚴太華

（重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院，重慶400044）

●中國經(jīng)濟

OFDI與企業(yè)R&D投入關(guān)系中的“門限效應”分析
——基于政府干預視角

劉煥鵬，嚴太華

（重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院，重慶400044）

文章基于2003-2012年中國省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建非線性面板門限回歸模型，實證分析了OFDI對各地區(qū)企業(yè)R&D投入的非線性影響及政府干預在OFDI對企業(yè)R&D投入影響中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，OFDI對企業(yè)R&D投入的影響顯著的存在基于政府干預的門限效應：政府干預未跨越門限值時，OFDI對企業(yè)R&D投入的影響不顯著；政府干預跨越門限值后，OFDI對企業(yè)R&D投入具有顯著的抑制效應。

政府干預；對外直接投資；企業(yè)R&D投入；門限效應

近年來隨著中國經(jīng)濟快速發(fā)展和企業(yè)實力增強，對外直接投資（OFDI）得到迅猛發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計，2011年中國對外直接投資凈額達到746.5億美元，實現(xiàn)了自2003年權(quán)威發(fā)布年度數(shù)據(jù)以來連續(xù)十年增長。而企業(yè)R&D投入是提高技術(shù)創(chuàng)新能力的根本途徑，對于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式和增強產(chǎn)業(yè)競爭力具有至關(guān)重要的作用［1］。因此，隨著對外直接投資的快速發(fā)展，對外直接投資對企業(yè)R&D投入的影響也引起了國內(nèi)學者的關(guān)注。然而，現(xiàn)有文獻主要單純研究OFDI對企業(yè)R&D投入的影響，鮮有文獻考慮政府干預在其中的重要作用。在中國，政治上的業(yè)績激勵和經(jīng)濟上的財政利益激勵，使得地方政府具有了通過投資干預經(jīng)濟的強烈意愿［2］。因此，我們認為政府干預是影響OFDI與企業(yè)R&D投入關(guān)系的重要因素，忽略政府干預單純考慮OFDI與企業(yè)R&D投入之間的關(guān)系會導致誤導性的結(jié)論。因此，政府干預在OFDI對企業(yè)R&D投入影響中具有怎樣的作用，既是各地政府制定相關(guān)政策的重要依據(jù)，也必然會成為學術(shù)界研究的重點。

一、文獻綜述

理論界關(guān)于OFDI對母國企業(yè)R&D投入影響的實證研究始于Kogut和Chang及Neven和Siotis對日本OFDI的研究，他們發(fā)現(xiàn)日本對美國和歐盟國家的投資顯著提高了日本國內(nèi)企業(yè)的R&D投入［3-4］。之后學術(shù)界對這一問題進行了廣泛的研究。目前，國外現(xiàn)有經(jīng)濟學文獻通常將跨國企業(yè)分為水平型跨國企業(yè)和垂直型跨國企業(yè)，并認為OFDI可以影響母國企業(yè)的R&D投入［5］。Chuang和Lin使用1991年臺灣制造業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)OFDI降低了母公司的研發(fā)密度［6］。而Lin和Yeh使用西班牙數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)OFDI和母國企業(yè)R&D投入正相關(guān)［7］。Cuervo-Cazurra和Un則認為在OFDI強化了區(qū)域經(jīng)濟一體化之后母國企業(yè)R&D投入、研發(fā)外包和外部R&D采購均會得到增加［8］。Kumar和Aggarwal使用美國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)母國企業(yè)R&D投入與OFDI在東道國的盈利正相關(guān)［9］。Huang研究了臺灣對大陸的OFDI對臺灣信息技術(shù)企業(yè)R&D投入的影響，發(fā)現(xiàn)OFDI促進了臺灣信息技術(shù)企業(yè)的R&D投入［10］。

隨著中國“走出去”戰(zhàn)略的實施和OFDI的快速增長，國內(nèi)學者也對于中國OFDI進行了豐富的研究。祁春凌研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)尋求是我國對高技術(shù)水平的發(fā)達國家進行直接投資的主要動機，而且發(fā)達國家對我國技術(shù)轉(zhuǎn)讓和高技術(shù)產(chǎn)品出口的限制越多，我國對其進行的技術(shù)尋求型OFDI就越多［11］。陳菲瓊等實證分析了OFDI對我國技術(shù)創(chuàng)新能力的提升作用，發(fā)現(xiàn)OFDI促進了我國的技術(shù)創(chuàng)新，而且東部的OFDI獲得了積極的逆向技術(shù)溢出，中部地區(qū)的OFDI對技術(shù)創(chuàng)新能力提升的影響并不顯著，西部地區(qū)OFDI對其技術(shù)創(chuàng)新能力則具有阻礙作用［12］。沙文兵則發(fā)現(xiàn)OFDI對東部地區(qū)的逆向溢出效應最大，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)則沒有逆向溢出效應［13］。而李梅則發(fā)現(xiàn)OFDI渠道的國外R＆D存量對國內(nèi)技術(shù)進步的促進作用非常微弱［14］。蔡冬青和周經(jīng)發(fā)現(xiàn)我國OFDI具有顯著的逆向技術(shù)溢出，這種溢出受東道國研發(fā)投入、人力資本的正向影響［15］。同時還發(fā)現(xiàn)OFDI對出口技術(shù)水平具有直接的促進作用，這種促進作用受到吸收能力的正向促進，受到以地區(qū)稟賦狀況的制約［16-17］。

綜上所述，鮮有文獻關(guān)注政府干預在OFDI與企業(yè)R&D投入關(guān)系中的作用。本文試圖以中國2003-2011年的省際面板數(shù)據(jù)為研究對象，構(gòu)建非線性面板門限回歸模型，實證檢驗我國各地區(qū)OFDI對企業(yè)R&D投入的影響是否存在政府干預門限效應。

二、模型設計與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設定

本文主要目的是分析政府干預在OFDI對企業(yè)R&D投入影響中的作用，即隨著各地區(qū)政府干預程度的變化，OFDI對企業(yè)R&D投入的影響是否會產(chǎn)生非線性的轉(zhuǎn)換特征。如果忽視這種特征，使用線性模型進行研究，就不能正確刻畫OFDI對企業(yè)R&D投入的影響。而非線性面板門限回歸模型可以很好地捕捉經(jīng)濟系統(tǒng)中結(jié)構(gòu)突變產(chǎn)生的非線性門限特征，而且可以通過對樣本數(shù)據(jù)的自動識別來確定門限值，同時還具有一般面板數(shù)據(jù)模型所具有的良好特性。因此，本文采用Hansen的非線性面板門限回歸模型［17］分析OFDI對企業(yè)R&D投入的影響中的非線性金融發(fā)展門限效應。非線性面板門限回歸模型設定如下：

式（1）中，政府干預govit為門限變量，η為門限值，I(?)為指示性函數(shù)；通過比較門限變量govit與門限值η的大小，可將樣本觀察值分成兩個樣本區(qū)域，兩樣本區(qū)域之間的差異主要表現(xiàn)為回歸系數(shù)α1與α2的取值不同。

當govit＜η時，I(·)=1，否則I(·)=0。可將任意的η0作為初始值賦給η，采用最小二乘法（OLS）估計各回歸系數(shù)，同時，可以求出相應的殘差平方和S1(η)。如果依次在η取值范圍內(nèi)從小到大選定η0，就可以得到多個不同的S1(η)，使得殘差平方和S1(η)最小的就是門限值η*，即η*=argm in S1(η)。在估計出門限值和斜率值的前提下，需要進行兩個檢驗：

第一，檢驗門限效應是否顯著。原假設為H0:θ1=θ2，備擇假設為H1:θ1≠θ2，相應的統(tǒng)計量為：

其中，S0為在H0條件下的殘差平方和，S1(η?)表示在H1條件下的殘差平方和，σ?2表示在H1條件下的殘差方差。因為原假設條件下門限值η是不確定的，所以統(tǒng)計量F不滿足標準分布，Hansen指出可以通過采用“Bootstrap抽樣法”模擬其漸進分布，進而獲得漸進有效的概率p值以檢驗其顯著性［18］。

第二，檢驗門限估計值是否等于真實值。原假設為H0:η?=η0，備擇假設是H1:η?≠η0，相應的似然比統(tǒng)計量為：

雖然統(tǒng)計量LR也不滿足標準分布，但Hansen給出了一個簡單計算拒絕域的公式，即在顯著性水平τ條件下，當時拒絕原假設。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

本文的數(shù)據(jù)類型為中國省際面板數(shù)據(jù)。由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失較多，未包括在樣本內(nèi)。為保證OFDI統(tǒng)計口徑一致，并考慮數(shù)據(jù)的可得性，僅選取了2003-2011年共9年的數(shù)據(jù)。且使用各地區(qū)企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出與工業(yè)總產(chǎn)值的百分比表示企業(yè)R&D投入，為了克服可能的樣本選擇及非正態(tài)分布問題，對其進行了對數(shù)處理；使用各地區(qū)對外直接投資凈額與同期GDP的百分比表示OFDI；使用國有單位固定資產(chǎn)投資與同期GDP的百分比表示政府對經(jīng)濟的干預程度?？刂谱兞恐型馍讨苯油顿Y使用外商直接投資額與同期GDP之比表示；金融發(fā)展水平使用存貸款總額與同期GDP之比表示；產(chǎn)出缺口使用相對產(chǎn)出缺口表示；在崗職工平均工資使用在崗職工實際平均工資表示。其中，企業(yè)R&D投入和專利申請數(shù)據(jù)來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，對外直接投資凈額來源于商務部《2011年度對外直接投資統(tǒng)計公報》與《2012年度對外直接投資統(tǒng)計公報》，計算外國直接投資額、相對產(chǎn)出缺口、金融發(fā)展水平和職工工資的原始等數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果及分析

（一）估計結(jié)果

第一，進行門限效應的存在性檢驗。表2給出了進行門限效應存在性檢驗后所得到的F值和Bootstrap P值。從表中不難看出，以政府干預為門限變量時，單門限效應通過了5%水平的顯著性檢驗，而雙門限效應沒有通過10%水平的顯著性檢驗。說明模型存在單門限效應而不存在雙門限效應。因此，后文選用單門限模型分析。

表2 門限效應檢驗

第二，對單門限模型的門限值進行估計和檢驗。表3列舉了以政府干預為門限變量的門限估計值和95%及99%置信區(qū)間。由表3可知，單門限估計值為17.989，處于95%和99%的置信區(qū)間內(nèi)，表明似然比處于原假設的接受域內(nèi)，另外由圖1也可看出，似然比統(tǒng)計量為零值，說明門限的估計值與實際值相等。

表3 門限值估計及其置信區(qū)間

圖1 門限估計值及95%置信區(qū)間

第三，對單門限模型進行參數(shù)估計。估計結(jié)果如表4所示，當政府干預小于門限值17.989時，OFDI對企業(yè)R&D投入的影響沒有通過10%水平的顯著性檢驗，說明當政府干預低于門限值時，OFDI對企業(yè)R&D投入存在并不顯著的抑制效應；當政府干預大于門限值17.989時，OFDI對企業(yè)R&D投入的影響在1%顯著性水平上為負值，說明當政府干預高于門限值時，OFDI對企業(yè)R&D投入會產(chǎn)生顯著的抑制效應，此時的抑制效應（-0.955 344 7）是政府干預低于門限值時對OFDI對企業(yè)R&D投入抑制效應（0.066 1341）的14.45倍。

表4 面板門限模型的估計結(jié)果

表5 政府干預省份區(qū)域及省份數(shù)

（二）結(jié)果分析

由上述實證結(jié)果可知，OFDI與企業(yè)R&D投入之間存在政府干預門限效應。接下來就上述結(jié)果進行分析。

第一，從時間角度分析。單門限將我國30個省份分成兩個區(qū)域，即低政府干預區(qū)域(govit＜17.989)和高政府干預區(qū)域(govit≥17.989)。由圖2和表5可知，2003-2012年間政府干預小于門限值的低政府干預地區(qū)數(shù)量共136個，占總數(shù)的45.33%；政府干預大于門限值的高政府干預地區(qū)數(shù)量共164個，占總數(shù)的54.67%。說明總體而言，我國40%以上的地區(qū)政府對經(jīng)濟的干預程度較低，推進OFDI時不會對企業(yè)R&D投入造成顯著的負面影響，超過50%的地區(qū)政府干預程度高于門限值，推進OFDI時會對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生顯著的抑制效應。由圖2可知，在2003-2005年間，政府干預小于門限值的地區(qū)數(shù)量大于政府干預大于門限值的地區(qū)數(shù)量，但在2004年之后，政府干預大于門限值的地區(qū)數(shù)量開始增加，在2005年之后政府干預大于門限值的省份數(shù)量超過政府干預小于門限值的省份數(shù)量，且在2009年和2010年差距達到最大，2010年之后開始趨于收斂。這可能與我國政府啟動的四萬億投資密切相關(guān)。說明在推進OFDI時不會對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生顯著影響的省份呈逐漸下降的趨勢；而推進OFDI時對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生顯著抑制效應的省份數(shù)量呈逐漸上升然后下降的趨勢。

圖2 高、低政府干預省份數(shù)量變化趨勢

第二，從地區(qū)角度分析。表5給出了2003-2012年位于高、低政府干預區(qū)域的具體省份。位于高政府干預區(qū)域的省份主要以經(jīng)濟和科技發(fā)展程度較低的西部地區(qū)省份為主，而經(jīng)濟和科技較發(fā)達廣東、上海、北京、江蘇、浙江和山東等地一直處于低政府干預區(qū)域，中部的地區(qū)省份則位于兩者之間。然而，天津似乎是一個特列，除2008年之外，其余年份天津一直位于高政府干預區(qū)域。但總體而言，上述結(jié)果說明政府干預對經(jīng)濟的干預不一定會帶動經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)進步，但是會促使OFDI對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生顯著的抑制效應，從而會降低地區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量和持續(xù)性。

四、結(jié)束語

基于2003-2011年中國省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建非線性面板門限回歸模型，實證分析了OFDI對企業(yè)R&D投入的影響及政府干預在OFDI對企業(yè)R&D投入影響中的作用。

本文研究發(fā)現(xiàn)：政府干預是影響OFDI與企業(yè)R&D投入關(guān)系的一個重要因素，OFDI與企業(yè)R&D投入之間存在政府干預門限效應。當政府干預低于門限值時，OFDI對企業(yè)R&D投入的影響并不顯著；當政府干預高于門限值時，OF?DI對企業(yè)R&D投入的影響具有顯著的抑制效應。我國40%以上的地區(qū)政府對經(jīng)濟的干預程度較低，推進OFDI時不會對企業(yè)R&D投入造成顯著的負面影響，但超過50%的地區(qū)政府干預程度高于門限值，推進OFDI時會對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生顯著的抑制效應。而且位于低政府干預區(qū)域的省份數(shù)量呈逐漸下降的趨勢；位于高政府干預地區(qū)的省份數(shù)量呈逐漸上升然后下降的趨勢。研究還發(fā)現(xiàn)，位于高政府干預區(qū)域的省份主要以西部省份為主，位于低政府干預區(qū)域的省份主要以東部地區(qū)為主，說明政府干預不一定會帶動經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)進步。

通過上述結(jié)論我們可以得到如下政策建議：政府為促進企業(yè)R&D投入而推進OFDI時，應充分考慮自身對經(jīng)濟干預程度的影響。特別是對于高政府干預省份試圖促進本地企業(yè)R&D投入時，應首先降低政府干預經(jīng)濟的程度，把政府對經(jīng)濟的干預控制在較低的水平，只有如此才能降低OFDI對企業(yè)R&D投入的抑制效應。同時，政府干預不一定會帶動經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)進步，而且會對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生抑制效應，從而降低了經(jīng)濟增長質(zhì)量和持續(xù)性。因此，為了提高當?shù)亟?jīng)濟增長質(zhì)量和持續(xù)性，也應當降低政府對本地區(qū)的經(jīng)濟干預。

本文的創(chuàng)新點在于：使用非線性面板門限模型，實證分析了各地區(qū)OFDI對企業(yè)R&D投入影響政府干預門限效應。本文OFDI對企業(yè)R&D投入的影響顯著的存在政府干預門限效應的觀點是以往學者沒有發(fā)現(xiàn)的，這為以后研究OFDI與企業(yè)R&D投入的關(guān)系拓展了新的視角。

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［責任編輯：張青］

An Analysison the“Threshold Effect”in the Relationship between OFDIand Enterprise R&D Investment—Based on the Perspective ofGovernment Intervention

LIUHuan-peng，YAN Tai-hua
（Schoolof Economicsand BusinessAdm inistration，Chongqing University，Chongqing 400044，China）

Based on China’s provincial panel data during the year of 2003 to 2012 and building the nonlinear panel threshold regressionmodel，the papermakesan empiricalanalysison thenonlinear impactofOFDIon regionalenterprise R&D investment and the roleofgovernmentintervention in theeffectofOFDIon enterpriseR&D investment.The resultsshow thatthe impactofOFDI on enterpriseR&D investment isbased on the threshold effectofgovernment intervention.The impactofOFDIon enterprise R&D investment isnotsignificantwhen thegovernmentintervention doesnotgobeyond thescopeof the threshold.However，the inhibitory effectofOFDIon enterprise R&D investment is remarkableafter thegovernmentintervention exceeds the limitof the threshold.

government intervention；OFDI；enterprise R&D investment；threshold effect

F752.01

A

1007-5097（2014）11-0059-04

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.11.012

2014-07-01

國家社會科學基金青年項目（12CJY074）

劉煥鵬（1984-），男，山東濟南人，博士研究生，研究方向：金融發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新；

嚴太華（1964-），男，重慶人，教授，博士生導師，研究方向：金融理論與政策。