劉偉全

（山東財政學院 國際經(jīng)貿(mào)學院，山東 濟南 250002）

一、引言

技術(shù)進步和創(chuàng)新是一個國家經(jīng)濟發(fā)展的推動力。在當今經(jīng)濟全球化的背景下，一國不僅僅依靠國內(nèi)的自主研發(fā)實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新和升級，還應該通過外部獲取，充分吸收和利用國外的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗。一般認為，發(fā)展中國家獲取外部技術(shù)的渠道主要是直接的技術(shù)貿(mào)易進口和先進的外資流入帶來的技術(shù)溢出；國內(nèi)有關(guān)這方面的眾多研究也是大多關(guān)注于引進外商直接投資、國際貿(mào)易途徑對國內(nèi)技術(shù)進步的影響，缺少對對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment）國內(nèi)技術(shù)進步效應的關(guān)注。國際上的研究表明，對外直接投資可以影響母國技術(shù)進步，其途徑主要有兩條：一條是通過改變母國熟練勞動和非熟練勞動的構(gòu)成進而影響母國技術(shù)升級；另一條是通過技術(shù)的溢出進而影響母國的技術(shù)升級。前一條途徑主要支持發(fā)達國家向廉價勞動力國家進行的垂直對外投資，如Siotis(1999)對美國的研究以及Head和Ries(2002)對日本的研究認為跨國公司把熟練勞動密集型的活動留在國內(nèi)，而將非熟練勞動密集型的活動轉(zhuǎn)向低工資的發(fā)展中國家，這必然改變母國就業(yè)中熟練和非熟練勞動力的構(gòu)成，對于母國的技術(shù)創(chuàng)新具有正效應。[1-2]第二條途徑的提出者認為，對外直接投資引起的技術(shù)來源及其擴散與母國技術(shù)進步之間存在某種肯定的聯(lián)系。Teece(1992)研究了硅谷外國直接投資大量涌入的現(xiàn)象，他認為外國企業(yè)可以通過接觸當?shù)氐男畔⑶缽亩@得當?shù)靥厥庵R，這種逆向的知識外溢勢必對投資國的技術(shù)升級產(chǎn)生積極的影響。[3]

許多實證和經(jīng)驗數(shù)據(jù)也證明對外直接投資能獲取國外技術(shù)，促進母國生產(chǎn)率的提高。Braconier，Ekholm和Knarvik(2001)使用瑞典跨國公司公司水平的面板數(shù)據(jù)來檢驗和比較通過對外直接投資和引進外資渠道的技術(shù)溢出效應，其結(jié)果是：越是投資在技術(shù)研發(fā)豐裕的國家，對外直接投資越是會得到更多的技術(shù)溢出。[4]Lichtenberg和Pottlelsberghe(1996)使用13個OECD國在1971-1990年間加總的對外直接投資和引進外資數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)論是當投資于研發(fā)密集的國家時，一國的生產(chǎn)率會因?qū)ν庵苯油顿Y而提高；相反，引進外資對于東道國而言，它并非是技術(shù)溢出的渠道。[5]Braconier和Ekholm(2002)也進行了類似的研究，用對外直接投資權(quán)重計算可能產(chǎn)生溢出的國外研發(fā)存量，考察了外國研發(fā)存量與跨國公司母國生產(chǎn)率的相關(guān)性。[6]國內(nèi)學者以前對對外直接投資國內(nèi)技術(shù)進步效應的關(guān)注較少，主要原因在于中國還是一個發(fā)展中國家，目前仍然處在以引進外商直接投資為主的階段，對外直接投資規(guī)模較小。近幾年隨著我國對外直接投資規(guī)模的不斷擴大，國內(nèi)這方面的研究也開始興起，比較有代表性的有馬亞明（2003），趙偉（2006），李平（2007），朱鐘棣（2008） 和李小平（2006） 等，[7-11]他們分別從理論和實證方面對我國對外直接投資對國內(nèi)技術(shù)進步的影響進行了分析和檢驗，實證方面的檢驗主要集中在分析OFDI對國內(nèi)全要素生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)論略有差異。

本文研究選擇的切入點是避開全要素生產(chǎn)率的分析，直接驗證對外直接投資對技術(shù)創(chuàng)新活動本身的影響，以此來檢驗我國OFDI的國內(nèi)技術(shù)進步效應。在上述文獻的基礎(chǔ)之上，本文利用中國1987-2008年對外直接投資的流量數(shù)據(jù)，研發(fā)經(jīng)費支出和專利授權(quán)數(shù)量，對OFDI對國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新活動的投入和產(chǎn)出水平的影響進行實證研究。

二、模型

我國國內(nèi)技術(shù)水平的提高是內(nèi)外多方面因素綜合作用的結(jié)果，其中外部技術(shù)獲取有三種可行途徑，分別為直接的進出口貿(mào)易、吸收外商直接投資以及獲取對外直接投資的逆向技術(shù)外溢。因此，我們在構(gòu)建對外直接投資國內(nèi)技術(shù)效應的計量分析模型時，應當把外資和貿(mào)易的因素也考慮進來，這樣分析的結(jié)果才會更接近經(jīng)濟現(xiàn)實。本文將利用我國1987年到2008年的研發(fā)費用和專利授權(quán)數(shù)據(jù)綜合檢驗對外直接投資、引入外商直接投資和進出口貿(mào)易對國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新投入活動的影響；同時考慮到物質(zhì)資本對研發(fā)活動的影響，我們加入人均GDP作為控制變量，構(gòu)建分析模型：

其中，RD表示研發(fā)費用的支出，PT表示專利授權(quán)總量，OFDI表示對外直接投資額，F(xiàn)DI表示引進外商直接投資，ITR表示進出口貿(mào)易額，PGDP表示人均收入水平。為了滿足線性回歸模型所要求的時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的經(jīng)典假定條件，我們分別對式（1）、式（2）取對數(shù)，得到式（3）、式（4）。這兩個表達式檢驗的是各變量對R&D費用支出和專利授權(quán)數(shù)量的彈性，即各因素對技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出水平的貢獻度。

式（5）中的變量PTI表示發(fā)明專利的授權(quán)量，因為我國知識產(chǎn)權(quán)局將專利申請授權(quán)分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三類。相對于實用新型和外觀設(shè)計來說，發(fā)明專利的新穎性和創(chuàng)造性更高，是一種包含技術(shù)含量較多的技術(shù)創(chuàng)新。因此，為了準確考察對外直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的影響程度，我們還將以PTI作為指標進行第二次度量和分析。

三、數(shù)據(jù)的選取和說明

對于變量RD的數(shù)據(jù)，我們根據(jù)1988-2009年《中國統(tǒng)計年鑒》得到歷年R&D經(jīng)費支出，并按當年匯率平均價格換算成以億美元為單位來表示。

對于專利授權(quán)數(shù)量PT，我們選用1987-2008年國家知識產(chǎn)權(quán)局授權(quán)的專利授權(quán)總量作為指標來考察對外直接投資對我國國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的影響。數(shù)據(jù)的選取有兩個說明：（1）專利授權(quán)總量選取國內(nèi)部分，統(tǒng)計年鑒中的專利申請授權(quán)數(shù)量指的是每年我國知識產(chǎn)權(quán)局對專利申請授權(quán)的總數(shù)量，這個數(shù)據(jù)既包括國內(nèi)的自然人和法人的專利申請授權(quán)，也包括外國的自然人和法人向我國提出的專利申請的授權(quán)。為準確考察我國對外直接投資和國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，我們只選取國內(nèi)部分的數(shù)據(jù)進行分析。（2）發(fā)明專利的新穎性和創(chuàng)造性更高，更能代表技術(shù)的創(chuàng)新程度；從發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量來看，它占全部專利授權(quán)數(shù)量的比重較低，因此單獨分析我國對外直接投資和發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量的關(guān)系就更有意義。

表1 全部樣本數(shù)據(jù)（1987-2008）

變量OFDI的數(shù)據(jù)選取分兩個部分，2003年之前我國尚未建立對外直接投資公報制度，所以1987-2001年對外直接投資流量數(shù)據(jù)來自國家外匯管理局網(wǎng)站上公布的歷年國際收支平衡表；2003-2008年對外直接投資數(shù)據(jù)取自2003-2008年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

外商直接投資流量FDI、進出口額ITR和人均國民生產(chǎn)總值PGDP的數(shù)據(jù)均取自1988-2009年《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、數(shù)據(jù)估計結(jié)果和相應的分析

在經(jīng)濟領(lǐng)域中，多數(shù)經(jīng)濟變量特別是宏觀經(jīng)濟變量往往是非平穩(wěn)的，而在非平穩(wěn)時間序列中，即使變量間無任何關(guān)系，也會存在較高的擬合值，也就是可能存在所謂的“偽回歸”問題。因此，為了使回歸有意義，需要對變量序列進行單位根（即平穩(wěn)性）檢驗和協(xié)整檢驗。

1.單位根檢驗

在進行協(xié)整分析之前，必須先檢驗變量是否是平穩(wěn)的。對前面表1的樣本數(shù)據(jù)取對數(shù)，得到回歸分析中各變量數(shù)值。采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法，對各變量及其一階差分變量進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表2。

表2 各變量及其一階差分的ADF檢驗結(jié)果

通過ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量的檢驗值都大于其顯著性水平為10%的臨界值，因此接受變量有單位根的原假設(shè)，即表明它們是非平穩(wěn)的時間序列，因此我們不可以直接對其進行OLS回歸分析。進行差分處理，建立一階差分序列后進行檢驗，發(fā)現(xiàn)一階差分的ADF檢驗值均小于5%置信水平下的臨界值，說明它們的一階差分是平穩(wěn)的。因此，序列可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗

我們使用恩格爾—葛蘭杰法(E-G)進行協(xié)整檢驗上述變量之間是否存在長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。首先用最小二乘法(OLS)進行變量的協(xié)整回歸，再對協(xié)整回歸所得的殘差進行ADF檢驗。用Eviews5.0對式（3）、式（4）、式（5）進行回歸，各參數(shù)的回歸結(jié)果及顯著性檢驗見表3。

對殘差進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示，ADF值都小于置信水平為1%的臨界值。所以，估計的殘差序列在1%的水平上拒絕原假設(shè)，即接受不存在單位根的結(jié)論。因此，可以確定估計的殘差為零階單整。上述結(jié)果表明：解釋變量和被解釋變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

表3 OLS的估計結(jié)果

表4 殘差的ADF檢驗結(jié)果

五、結(jié)論

從上面的計量分析結(jié)果可以看到，我國對外直接投資、引進外資、進出口貿(mào)易和人均GDP與國內(nèi)研發(fā)經(jīng)費支出、專利授權(quán)總數(shù)和發(fā)明授權(quán)數(shù)量之間分別存在長期均衡關(guān)系，模型的設(shè)定是合理的。但是通過比較各變量對于國內(nèi)研發(fā)經(jīng)費支出、專利授權(quán)總量和發(fā)明授權(quán)數(shù)量的影響程度，我們可以得出以下結(jié)論：

1.我國對外直接投資、引進外資和進出口貿(mào)易對國內(nèi)研發(fā)投入影響的方向和程度是不一樣的。對外直接投資對國內(nèi)的研發(fā)費用的支出有正面影響，但沒有通過顯著性檢驗，這可能是因為我國對外直接投資規(guī)模較小，而且投資領(lǐng)域集中在低技術(shù)領(lǐng)域，對技術(shù)的要求并不高，因此無法刺激我國研發(fā)支出的增加。

引進外資對國內(nèi)的研發(fā)支出有顯著的負面影響。可能的解釋是跨國公司帶來的競爭沖擊會對內(nèi)資企業(yè)的投資產(chǎn)生擠出效應，從而影響內(nèi)資企業(yè)R&D融資能力；同時，外資技術(shù)溢出帶給內(nèi)資企業(yè)的模仿優(yōu)勢可能會削弱自主創(chuàng)新的動力，在一定程度上阻礙R&D投入。進出口貿(mào)易對國內(nèi)研發(fā)支出有較強的正面影響，而且通過了顯著性檢驗。這說明出口規(guī)模的不斷擴大刺激我國企業(yè)不斷加大研發(fā)力度、自主創(chuàng)新，提高產(chǎn)品的出口競爭力；而且進口貿(mào)易所帶來的“干中學”效應也在鼓勵企業(yè)進行模仿、創(chuàng)新，增加了企業(yè)在研發(fā)方面的支出。

2.我國對外直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出能力提高有積極的影響，而且對于發(fā)明專利的影響系數(shù)高于總體的專利申請情況，但是它們都沒有通過顯著性檢驗。這說明我國對外直接投資對國內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提升作用還不是很明顯，這與前面研發(fā)投入的分析結(jié)果也是一致的。

外商直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提升有顯著的作用，但是對于專利授權(quán)總量和發(fā)明專利數(shù)量的影響方向是不一樣的。我國引進外資的目標是外資能帶來先進的技術(shù)，通過溢出效應帶動我國技術(shù)水平的提升。大量外資的流入確實對于我國總體的專利授權(quán)數(shù)量有顯著的積極影響，外資流入每增加1%，可以促使我國專利授權(quán)數(shù)量增加0.27%；然而對于發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量卻有相反的負面顯著影響，外資流入每增加1%，可以促使我國發(fā)明授權(quán)數(shù)量減少0.22%。這表明外商投資企業(yè)在新穎程度更強、創(chuàng)造性更高的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出方面壟斷性強，對國內(nèi)企業(yè)造成了極大的沖擊，影響了我國自主研發(fā)和創(chuàng)新能力的提高。

3.進出口貿(mào)易對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提升有積極的影響，并且作用是顯著的。進出口貿(mào)易對我國專利授權(quán)總量和發(fā)明授權(quán)數(shù)量的影響系數(shù)分別是0.623445（通過10%顯著性水平的檢驗）、1.905881（通過1%顯著性水平的檢驗），這說明我國二十多年來的進出口貿(mào)易，尤其是直接引進技術(shù)對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提高，尤其是創(chuàng)新性更高的發(fā)明專利的產(chǎn)出能力提升有重要作用。進出口貿(mào)易額每增長1%，可以促使我國專利授權(quán)數(shù)量增加1.91%，可見在通過外部進行技術(shù)獲取方面，進出口貿(mào)易對于我國技術(shù)創(chuàng)新能力提升的作用要更大一些。

上述結(jié)論說明，目前我國的對外直接投資在刺激國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新投入和促進國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出方面的作用還不是很顯著。政府在制定對外投資政策時，應鼓勵國內(nèi)企業(yè)向技術(shù)要素密集的發(fā)達國家或地區(qū)投資，并通過研發(fā)成果反饋機制帶動國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力；同時政府應繼續(xù)完善國內(nèi)科技創(chuàng)新政策，因地制宜地采取有針對性的創(chuàng)新激勵政策，形成國際國內(nèi)研發(fā)創(chuàng)新活動的聯(lián)動，以促進我國技術(shù)不斷進步，經(jīng)濟更快發(fā)展。

[1]Siotis G..Foreign Direct Investment Strategies and Firms’Capabilities[J].Journal of Economics&Management Strategy,Blackwell Publishing,1999，8(2)：251-270.

[2]Head C.， Keith Ries,John C.， Swenson,Deborah L..Attracting Foreign Manufacturing:Investment Promotion and Agglomeration[J].Regional Science and Urban Economics,1999，29(2)：197-218.

[3]Teece D.J..Foreign investment and technological development in Silicon Valley[J].California Management Review,1992,34(2)：88-106.

[4]Braconier H.,K.Ekholm，K.H.Midelfart Knarvik.In search of FDI-transmitted R&D spillovers:A study based on Swedish data[J].Weltwirtschafliches Archiv,2001,137(4)：644-665.

[5]Lichtenberg F.R.，van Pottelsberghe de la Potterie B..International R&D Spillovers:A Re-examination[R].NBER Working Papers,1996,No.5668.

[6]Braconier,H.，K.Ekholm.Foreign direct investment in Eastern and Central Europe:employment effects in the EU[R].mimeo,Stockholm School of Economics(revised version of CEPR Discussion Paper 3052),2002.

[7]馬亞明,張巖貴.技術(shù)優(yōu)勢與對外直接投資：一個關(guān)于技術(shù)擴散的分析框架[J].南開經(jīng)濟研究，2003，(4)：10-14.

[8]趙 偉,古廣東,何元慶.外向FDI與中國技術(shù)進步：機理分析與嘗試性實證[J].管理世界，2007，(7)：53-60.

[9]李 平,崔喜君，劉 建.中國自主創(chuàng)新中研發(fā)資本投入產(chǎn)出績效分析——兼論人力資本和知識產(chǎn)權(quán)保護的影響[J].中國社會科學，2007，(2)：32-42.

[10]朱鐘棣,劉凱敏.中印ODI的發(fā)展階段和本土技術(shù)進步效應比較[J].當代財經(jīng)，2008，(6)：86-91.

[11]李小平，盧現(xiàn)祥，朱鐘棣.國際貿(mào)易、技術(shù)進步和中國工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)率增長[J].經(jīng)濟學(季刊)，2008，(2):549-564.