■ 邊菲斐（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100070）

面對(duì)全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢和不斷涌現(xiàn)的技術(shù)和環(huán)境等新貿(mào)易保護(hù)主義措施，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型過程中研究我國(guó)當(dāng)前OFDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率和影響現(xiàn)狀，出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易與我國(guó)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系，對(duì)突破發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)我國(guó)的核心技術(shù)限制，解決市場(chǎng)進(jìn)入壁壘問題，縮短新產(chǎn)品開發(fā)周期，提高我國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新和研發(fā)能力，獲取國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)具有重大意義。

研究概述

OFDI逆向技術(shù)溢出方面，潘素昆和楊慧燕（2013）認(rèn)為逆向技術(shù)溢出效應(yīng)存在性的驗(yàn)證中沒有考慮滯后效應(yīng)，沒有深入分析吸收能力怎樣影響溢出效應(yīng)。郭飛和黃雅金（2012）構(gòu)建了OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的技術(shù)互動(dòng)、技術(shù)傳遞和技術(shù)吸收三角循環(huán)傳導(dǎo)模型。周春應(yīng)（2009）發(fā)現(xiàn)我國(guó)OFDI存在正的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。OFDI對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響方面：Franco和Leoncini （2013） 分析結(jié)果顯示一國(guó)創(chuàng)新能力和效率的提高由內(nèi)部和外部因素共同決定。王恕立與李龍（2012）實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示我國(guó)自主創(chuàng)新能力和OFDI直接存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，OFDI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新能力有顯著促進(jìn)作用，但有滯后性。Lian和Ma（2011）認(rèn)為我國(guó)通過對(duì)外直接投資的增加加強(qiáng)了與其他國(guó)家的聯(lián)系，加速與世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程。

實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文根據(jù)我國(guó)1985-2012年的相應(yīng)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從實(shí)證分析的角度分析我國(guó)OFDI、進(jìn)出口貿(mào)易與技術(shù)進(jìn)步的相互關(guān)系。選取三個(gè)變量我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD，專利授權(quán)總量PT，發(fā)明專利授權(quán)總量PTI來衡量技術(shù)進(jìn)步，影響因素分別是對(duì)外直接投資水平，以我國(guó)對(duì)外直接投資流量OFDI表示；經(jīng)濟(jì)開放度，以我國(guó)進(jìn)出口總額占GDP 的比重OPEN表示；金融發(fā)展水平，用麥金農(nóng)指標(biāo)（廣義貨幣/國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）（M2/GDP）計(jì)算，以FL表示；我國(guó)貿(mào)易出口額和進(jìn)口額為出口、進(jìn)口貿(mào)易變量，分別表示為EX和IM。選取1985-2012年為時(shí)間序列區(qū)間，其中OFDI流量數(shù)據(jù)、EX和IM數(shù)據(jù)、OPEN數(shù)據(jù)、GDP數(shù)據(jù)由聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（UNCTADstat）中相關(guān)數(shù)據(jù)整理得出，M2數(shù)據(jù)、R&D經(jīng)費(fèi)投入由《我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相應(yīng)數(shù)據(jù)整理得出，專利授權(quán)總量PT、發(fā)明專利授權(quán)總量PTI由國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局授權(quán)的數(shù)據(jù)整理得出。本文為確保實(shí)證分析中各變量的時(shí)間序列線性增長(zhǎng)，消除變量的異方差性，將RD、PT、PTI、OFDI、OPEN、FL、EX、IM分別取對(duì)數(shù)，得出變量LNRD、LNPT、LNPTI、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM，構(gòu)建分析模型：

（二）ADF單位根檢驗(yàn)

首先對(duì)三組變量LNRD、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX、LNIM，LNPT、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX、LNIM，LNPTI、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM的時(shí)間序列分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，觀測(cè)到三組變量分別存在某種長(zhǎng)期均衡關(guān)系的可能性，是有趨勢(shì)的非平穩(wěn)時(shí)間序列。

對(duì)變量LNRD、LNPT、LNPTI、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，可得LNRD、LNPTI、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM序列均為I（1）序列。

（三）協(xié)整分析

根據(jù)分析模型（1）、（2）、（3），用最小二乘法（OLS）對(duì)變量分別進(jìn)行協(xié)整回歸，然后對(duì)各組變量協(xié)整回歸所得的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

變量LNRD、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM最小二乘估計(jì)相應(yīng)的回歸表達(dá)式是：

變量LNPT、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM最小二乘估計(jì)相應(yīng)的回歸表達(dá)式是：

變量LNPTI、LNOFDI、LNOPEN、LNFL、LNEX和LNIM最小二乘估計(jì)相應(yīng)的回歸表達(dá)式是：

對(duì)回歸結(jié)果的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，三個(gè)殘差序列的ADF值均小于1%顯著水平下的臨界值，因此拒絕三個(gè)殘差序列在1%顯著水平上存在單位根的假設(shè)，三組變量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

因?yàn)闀r(shí)間序列數(shù)據(jù)具有時(shí)滯效應(yīng)，在對(duì)三組變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)，列出滯后期為1和2時(shí)的結(jié)果。

當(dāng)滯后期為1時(shí)，LNRD是LNOFDI的Granger原因；LNRD是LNEX的Granger原因；LNRD是LNIM的Granger原因，這說明我國(guó)目前OFDI、EX、IM對(duì)研發(fā)資金投入的影響很有限，而研發(fā)資金投入反過來會(huì)影響OFDI、EX和IM的發(fā)展。當(dāng)滯后期為2時(shí)，LNFL是LNRD的Granger原因，表明FL對(duì)研發(fā)資金投入的影響在較長(zhǎng)時(shí)期才能體現(xiàn)出來。

當(dāng)滯后期為1時(shí)，LNOPEN是LNPT的Granger原因；LNPT是LNIM的Granger原因，這表明短期內(nèi)OPEN影響專利授權(quán)總量，專利授權(quán)量反過來又影響進(jìn)口。當(dāng)滯后期是2時(shí)，LNEX是LNPT的Granger原因，表明相對(duì)較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)EX影響專利授權(quán)總量。

當(dāng)滯后期為1時(shí)，LNPTI是LNOFDI的Granger原因；LNEX是LNPTI的Granger原因；LNIM是LNPTI的Granger原因，表明短期中EX、IM對(duì)發(fā)明專利授權(quán)總量產(chǎn)生影響，專利授權(quán)總量反過來對(duì)OFDI產(chǎn)生影響。

實(shí)證結(jié)果與評(píng)價(jià)

根據(jù)三組變量最小二乘估計(jì)的分析結(jié)果，我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD、專利授權(quán)總量PT、發(fā)明專利授權(quán)總量PTI三個(gè)變量與我國(guó)對(duì)外直接投資流量OFDI、經(jīng)濟(jì)開放度OPEN、金融發(fā)展水平FL、貿(mào)易出口額EX和進(jìn)口額IM分別存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（一）OFDI的影響程度分析

根據(jù)回歸表達(dá)式，我國(guó)對(duì)外直接投資流量OFDI對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD的影響為負(fù)，對(duì)專利授權(quán)總量PT，發(fā)明專利授權(quán)總量PTI有正向影響，其影響系數(shù)分別為-0.0085、0.1897、0.2852，但三個(gè)系數(shù)都沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)。由此可以得出，我國(guó)當(dāng)前對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯，對(duì)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新的推動(dòng)作用極其有限。

（二）OPEN的影響程度分析

依據(jù)OLS估計(jì)結(jié)果，經(jīng)濟(jì)開放度OPEN對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD有負(fù)向的影響，影響系數(shù)為-0.5819，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明我國(guó)對(duì)外開放度的提高并沒有使研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出相應(yīng)增加，經(jīng)濟(jì)開放度OPEN 每增加1%，將使我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出減少0.6%，在對(duì)外開放中技術(shù)密集型領(lǐng)域的對(duì)外交流合作嚴(yán)重不足；OPEN對(duì)專利授權(quán)總量PT和發(fā)明專利授權(quán)總量PTI的影響也都為負(fù)，影響系數(shù)分別為-1.6866、-0.9710，且都沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，因此對(duì)外開放對(duì)我國(guó)專利授權(quán)總量PT和發(fā)明專利授權(quán)總量PTI的影響不顯著。

（三）FL的影響程度分析

根據(jù)回歸方程表達(dá)式，金融發(fā)展水平FL對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD的影響為正，影響系數(shù)為0.9132，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示FL的提高對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出有顯著的積極影響，F(xiàn)L每增加1%，我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出會(huì)增加0.91%；FL對(duì)專利授權(quán)總量PT的影響為正，影響系數(shù)為3.9074，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，即FL的提高對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的影響較顯著，F(xiàn)L每增加1%，我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出會(huì)增加3.91%；FL對(duì)發(fā)明專利授權(quán)總量PTI的影響為正，影響系數(shù)為2.2252，沒有通過5%的顯著性檢驗(yàn)，但通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，說明FL每增加1%，PTI將增加2.23%。

（四）EX的影響程度分析

依據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，出口貿(mào)易額EX對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD的影響為正，影響系數(shù)是0.3712，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明出口貿(mào)易額EX的增加對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的積極影響顯著，EX每增加1%，我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出將增加0.37%；EX對(duì)專利授權(quán)總量PT的影響系數(shù)是3.5081，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明出口貿(mào)易額EX的增加對(duì)專利授權(quán)總量PT有較顯著的正向影響，EX每增加1%，專利授權(quán)總量PT增加3.5%；EX對(duì)發(fā)明專利授權(quán)總量PTI的影響系數(shù)為2.0159，沒有通過5%的顯著性檢驗(yàn)，但通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，這表明EX每增加1%，發(fā)明專利授權(quán)總量PTI將增加2.02%。

（五）IM的影響程度分析

根據(jù)回歸方程系數(shù)，進(jìn)口貿(mào)易額IM對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出RD的影響為正，影響系數(shù)為0.7412，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，顯示出我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易額IM對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出的影響顯著，IM每增加1%，我國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出增加0.74%；IM對(duì)專利授權(quán)總量PT的影響系數(shù)為-3.1413，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，IM對(duì)PT的負(fù)向影響較顯著，IM每增加1%，PT將減少3.14%；IM對(duì)發(fā)明專利授權(quán)總量PTI的影響系數(shù)為-1.2151，但沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，IM對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力提高的作用非常有限，當(dāng)前我國(guó)進(jìn)口的技術(shù)轉(zhuǎn)化率低。

政策建議

我國(guó)OFDI對(duì)技術(shù)進(jìn)步的作用仍不顯著，對(duì)外直接投資對(duì)研發(fā)和創(chuàng)新活動(dòng)的影響極其有限，為改變這一局面，首先，隨著我國(guó)OFDI重要性的日益顯現(xiàn)，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)投資領(lǐng)域技術(shù)密集度的要求，保證國(guó)外獲取的技術(shù)向國(guó)內(nèi)反饋渠道的暢通，重視企業(yè)自主研發(fā)和創(chuàng)新的可持續(xù)發(fā)展，使其更快地加入全球技術(shù)研發(fā)體系；其次，我國(guó)對(duì)外開放應(yīng)從注重“量”轉(zhuǎn)向“質(zhì)”，在與國(guó)外先進(jìn)國(guó)家和企業(yè)通過研發(fā)同盟或并購(gòu)等方式的交流合作中提高技術(shù)的逆向溢出效應(yīng)；政府應(yīng)繼續(xù)提高OFDI在我國(guó)對(duì)外投資中所占的比重，實(shí)施優(yōu)惠進(jìn)出口貿(mào)易、稅收等政策，鼓勵(lì)企業(yè)以獲取技術(shù)為目的的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)；再次，支持出口企業(yè)“走出去”，在投資國(guó)當(dāng)?shù)貥淞⒘己玫墓残蜗?，運(yùn)用國(guó)際市場(chǎng)資源提高競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力，引導(dǎo)外貿(mào)企業(yè)向價(jià)值鏈的高端發(fā)展，從而推進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)改造，實(shí)現(xiàn)我國(guó)從“貿(mào)易大國(guó)”向“貿(mào)易強(qiáng)國(guó)”的轉(zhuǎn)變。最后，通過滲透、融合或雙邊協(xié)定談判等方式，提高技術(shù)密集度較高產(chǎn)品的進(jìn)口，特別是高新技術(shù)設(shè)備等對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展有重要戰(zhàn)略意義的產(chǎn)品的進(jìn)口，更高效率地獲取先進(jìn)的核心技術(shù)以提高我國(guó)的自主創(chuàng)新能力。