我國對外直接投資國內技術進步效應的實證研究——基于研發費用和專利授權數據的分析

劉偉全

（山東財政學院 國際經貿學院，山東 濟南 250002）

一、引言

技術進步和創新是一個國家經濟發展的推動力。在當今經濟全球化的背景下，一國不僅僅依靠國內的自主研發實現技術創新和升級，還應該通過外部獲取，充分吸收和利用國外的先進技術和管理經驗。一般認為，發展中國家獲取外部技術的渠道主要是直接的技術貿易進口和先進的外資流入帶來的技術溢出；國內有關這方面的眾多研究也是大多關注于引進外商直接投資、國際貿易途徑對國內技術進步的影響，缺少對對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment）國內技術進步效應的關注。國際上的研究表明，對外直接投資可以影響母國技術進步，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成進而影響母國技術升級；另一條是通過技術的溢出進而影響母國的技術升級。前一條途徑主要支持發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，而將非熟練勞動密集型的活動轉向低工資的發展中國家，這必然改變母國就業中熟練和非熟練勞動力的構成，對于母國的技術創新具有正效應。[1-2]第二條途徑的提出者認為，對外直接投資引起的技術來源及其擴散與母國技術進步之間存在某種肯定的聯系。Teece(1992)研究了硅谷外國直接投資大量涌入的現象，他認為外國企業可以通過接觸當地的信息渠道從而獲得當地特殊知識，這種逆向的知識外溢勢必對投資國的技術升級產生積極的影響。[3]

許多實證和經驗數據也證明對外直接投資能獲取國外技術，促進母國生產率的提高。Braconier，Ekholm和Knarvik(2001)使用瑞典跨國公司公司水平的面板數據來檢驗和比較通過對外直接投資和引進外資渠道的技術溢出效應，其結果是：越是投資在技術研發豐裕的國家，對外直接投資越是會得到更多的技術溢出。[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據進行分析，結論是當投資于研發密集的國家時，一國的生產率會因對外直接投資而提高；相反，引進外資對于東道國而言，它并非是技術溢出的渠道。[5]Braconier和Ekholm(2002)也進行了類似的研究，用對外直接投資權重計算可能產生溢出的國外研發存量，考察了外國研發存量與跨國公司母國生產率的相關性。[6]國內學者以前對對外直接投資國內技術進步效應的關注較少，主要原因在于中國還是一個發展中國家，目前仍然處在以引進外商直接投資為主的階段，對外直接投資規模較小。近幾年隨著我國對外直接投資規模的不斷擴大，國內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技術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對國內全要素生產率的影響，研究結論略有差異。

本文研究選擇的切入點是避開全要素生產率的分析，直接驗證對外直接投資對技術創新活動本身的影響，以此來檢驗我國OFDI的國內技術進步效應。在上述文獻的基礎之上，本文利用中國1987-2008年對外直接投資的流量數據，研發經費支出和專利授權數量，對OFDI對國內技術創新活動的投入和產出水平的影響進行實證研究。

二、模型

我國國內技術水平的提高是內外多方面因素綜合作用的結果，其中外部技術獲取有三種可行途徑，分別為直接的進出口貿易、吸收外商直接投資以及獲取對外直接投資的逆向技術外溢。因此，我們在構建對外直接投資國內技術效應的計量分析模型時，應當把外資和貿易的因素也考慮進來，這樣分析的結果才會更接近經濟現實。本文將利用我國1987年到2008年的研發費用和專利授權數據綜合檢驗對外直接投資、引入外商直接投資和進出口貿易對國內技術創新投入活動的影響；同時考慮到物質資本對研發活動的影響，我們加入人均GDP作為控制變量，構建分析模型：

其中，RD表示研發費用的支出，PT表示專利授權總量，OFDI表示對外直接投資額，FDI表示引進外商直接投資，ITR表示進出口貿易額，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據平穩性的經典假定條件，我們分別對式（1）、式（2）取對數，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數量的彈性，即各因素對技術創新投入和產出水平的貢獻度。

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

三、數據的選取和說明

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

對于專利授權數量PT，我們選用1987-2008年國家知識產權局授權的專利授權總量作為指標來考察對外直接投資對我國國內技術創新產出能力的影響。數據的選取有兩個說明：（1）專利授權總量選取國內部分，統計年鑒中的專利申請授權數量指的是每年我國知識產權局對專利申請授權的總數量，這個數據既包括國內的自然人和法人的專利申請授權，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。為準確考察我國對外直接投資和國內技術創新的關系，我們只選取國內部分的數據進行分析。（2）發明專利的新穎性和創造性更高，更能代表技術的創新程度；從發明專利授權數量來看，它占全部專利授權數量的比重較低，因此單獨分析我國對外直接投資和發明專利授權數量的關系就更有意義。

表1 全部樣本數據（1987-2008）

變量OFDI的數據選取分兩個部分，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據來自國家外匯管理局網站上公布的歷年國際收支平衡表；2003-2008年對外直接投資數據取自2003-2008年《中國對外直接投資統計公報》。

外商直接投資流量FDI、進出口額ITR和人均國民生產總值PGDP的數據均取自1988-2009年《中國統計年鑒》。

四、數據估計結果和相應的分析

在經濟領域中，多數經濟變量特別是宏觀經濟變量往往是非平穩的，而在非平穩時間序列中，即使變量間無任何關系，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（即平穩性）檢驗和協整檢驗。

1.單位根檢驗

在進行協整分析之前，必須先檢驗變量是否是平穩的。對前面表1的樣本數據取對數，得到回歸分析中各變量數值。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性檢驗，結果見表2。

表2 各變量及其一階差分的ADF檢驗結果

通過ADF檢驗，發現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，即表明它們是非平穩的時間序列，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，發現一階差分的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的。因此，序列可能存在協整關系。

2.協整檢驗

我們使用恩格爾—葛蘭杰法(E-G)進行協整檢驗上述變量之間是否存在長期、穩定的均衡關系。首先用最小二乘法(OLS)進行變量的協整回歸，再對協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，各參數的回歸結果及顯著性檢驗見表3。

對殘差進行ADF檢驗，檢驗結果如表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，即接受不存在單位根的結論。因此，可以確定估計的殘差為零階單整。上述結果表明：解釋變量和被解釋變量之間存在長期穩定關系。

表3 OLS的估計結果

表4 殘差的ADF檢驗結果

五、結論

從上面的計量分析結果可以看到，我國對外直接投資、引進外資、進出口貿易和人均GDP與國內研發經費支出、專利授權總數和發明授權數量之間分別存在長期均衡關系，模型的設定是合理的。但是通過比較各變量對于國內研發經費支出、專利授權總量和發明授權數量的影響程度，我們可以得出以下結論：

1.我國對外直接投資、引進外資和進出口貿易對國內研發投入影響的方向和程度是不一樣的。對外直接投資對國內的研發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模較小，而且投資領域集中在低技術領域，對技術的要求并不高，因此無法刺激我國研發支出的增加。

引進外資對國內的研發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資企業的投資產生擠出效應，從而影響內資企業R&D融資能力；同時，外資技術溢出帶給內資企業的模仿優勢可能會削弱自主創新的動力，在一定程度上阻礙R&D投入。進出口貿易對國內研發支出有較強的正面影響，而且通過了顯著性檢驗。這說明出口規模的不斷擴大刺激我國企業不斷加大研發力度、自主創新，提高產品的出口競爭力；而且進口貿易所帶來的“干中學”效應也在鼓勵企業進行模仿、創新，增加了企業在研發方面的支出。

2.我國對外直接投資對我國技術創新的產出能力提高有積極的影響，而且對于發明專利的影響系數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的技術創新產出能力的提升作用還不是很明顯，這與前面研發投入的分析結果也是一致的。

外商直接投資對我國技術創新產出能力的提升有顯著的作用，但是對于專利授權總量和發明專利數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，通過溢出效應帶動我國技術水平的提升。大量外資的流入確實對于我國總體的專利授權數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數量增加0.27%；然而對于發明專利授權數量卻有相反的負面顯著影響，外資流入每增加1%，可以促使我國發明授權數量減少0.22%。這表明外商投資企業在新穎程度更強、創造性更高的技術創新產出方面壟斷性強，對國內企業造成了極大的沖擊，影響了我國自主研發和創新能力的提高。

3.進出口貿易對我國技術創新產出能力的提升有積極的影響，并且作用是顯著的。進出口貿易對我國專利授權總量和發明授權數量的影響系數分別是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易，尤其是直接引進技術對我國技術創新產出能力的提高，尤其是創新性更高的發明專利的產出能力提升有重要作用。進出口貿易額每增長1%，可以促使我國專利授權數量增加1.91%，可見在通過外部進行技術獲取方面，進出口貿易對于我國技術創新能力提升的作用要更大一些。

上述結論說明，目前我國的對外直接投資在刺激國內技術創新投入和促進國內技術創新產出方面的作用還不是很顯著。政府在制定對外投資政策時，應鼓勵國內企業向技術要素密集的發達國家或地區投資，并通過研發成果反饋機制帶動國內企業的技術創新能力；同時政府應繼續完善國內科技創新政策，因地制宜地采取有針對性的創新激勵政策，形成國際國內研發創新活動的聯動，以促進我國技術不斷進步，經濟更快發展。

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