我国对外直接投资国内技术进步效应的实证研究——基于研发费用和专利授权数据的分析

刘伟全

（山东财政学院 国际经贸学院，山东 济南 250002）

一、引言

技术进步和创新是一个国家经济发展的推动力。在当今经济全球化的背景下，一国不仅仅依靠国内的自主研发实现技术创新和升级，还应该通过外部获取，充分吸收和利用国外的先进技术和管理经验。一般认为，发展中国家获取外部技术的渠道主要是直接的技术贸易进口和先进的外资流入带来的技术溢出；国内有关这方面的众多研究也是大多关注于引进外商直接投资、国际贸易途径对国内技术进步的影响，缺少对对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment）国内技术进步效应的关注。国际上的研究表明，对外直接投资可以影响母国技术进步，其途径主要有两条：一条是通过改变母国熟练劳动和非熟练劳动的构成进而影响母国技术升级；另一条是通过技术的溢出进而影响母国的技术升级。前一条途径主要支持发达国家向廉价劳动力国家进行的垂直对外投资，如Siotis(1999)对美国的研究以及Head和Ries(2002)对日本的研究认为跨国公司把熟练劳动密集型的活动留在国内，而将非熟练劳动密集型的活动转向低工资的发展中国家，这必然改变母国就业中熟练和非熟练劳动力的构成，对于母国的技术创新具有正效应。[1-2]第二条途径的提出者认为，对外直接投资引起的技术来源及其扩散与母国技术进步之间存在某种肯定的联系。Teece(1992)研究了硅谷外国直接投资大量涌入的现象，他认为外国企业可以通过接触当地的信息渠道从而获得当地特殊知识，这种逆向的知识外溢势必对投资国的技术升级产生积极的影响。[3]

许多实证和经验数据也证明对外直接投资能获取国外技术，促进母国生产率的提高。Braconier，Ekholm和Knarvik(2001)使用瑞典跨国公司公司水平的面板数据来检验和比较通过对外直接投资和引进外资渠道的技术溢出效应，其结果是：越是投资在技术研发丰裕的国家，对外直接投资越是会得到更多的技术溢出。[4]Lichtenberg和Pottlelsberghe(1996)使用13个OECD国在1971-1990年间加总的对外直接投资和引进外资数据进行分析，结论是当投资于研发密集的国家时，一国的生产率会因对外直接投资而提高；相反，引进外资对于东道国而言，它并非是技术溢出的渠道。[5]Braconier和Ekholm(2002)也进行了类似的研究，用对外直接投资权重计算可能产生溢出的国外研发存量，考察了外国研发存量与跨国公司母国生产率的相关性。[6]国内学者以前对对外直接投资国内技术进步效应的关注较少，主要原因在于中国还是一个发展中国家，目前仍然处在以引进外商直接投资为主的阶段，对外直接投资规模较小。近几年随着我国对外直接投资规模的不断扩大，国内这方面的研究也开始兴起，比较有代表性的有马亚明（2003），赵伟（2006），李平（2007），朱钟棣（2008） 和李小平（2006） 等，[7-11]他们分别从理论和实证方面对我国对外直接投资对国内技术进步的影响进行了分析和检验，实证方面的检验主要集中在分析OFDI对国内全要素生产率的影响，研究结论略有差异。

本文研究选择的切入点是避开全要素生产率的分析，直接验证对外直接投资对技术创新活动本身的影响，以此来检验我国OFDI的国内技术进步效应。在上述文献的基础之上，本文利用中国1987-2008年对外直接投资的流量数据，研发经费支出和专利授权数量，对OFDI对国内技术创新活动的投入和产出水平的影响进行实证研究。

二、模型

我国国内技术水平的提高是内外多方面因素综合作用的结果，其中外部技术获取有三种可行途径，分别为直接的进出口贸易、吸收外商直接投资以及获取对外直接投资的逆向技术外溢。因此，我们在构建对外直接投资国内技术效应的计量分析模型时，应当把外资和贸易的因素也考虑进来，这样分析的结果才会更接近经济现实。本文将利用我国1987年到2008年的研发费用和专利授权数据综合检验对外直接投资、引入外商直接投资和进出口贸易对国内技术创新投入活动的影响；同时考虑到物质资本对研发活动的影响，我们加入人均GDP作为控制变量，构建分析模型：

其中，RD表示研发费用的支出，PT表示专利授权总量，OFDI表示对外直接投资额，FDI表示引进外商直接投资，ITR表示进出口贸易额，PGDP表示人均收入水平。为了满足线性回归模型所要求的时间序列数据平稳性的经典假定条件，我们分别对式（1）、式（2）取对数，得到式（3）、式（4）。这两个表达式检验的是各变量对R&D费用支出和专利授权数量的弹性，即各因素对技术创新投入和产出水平的贡献度。

式（5）中的变量PTI表示发明专利的授权量，因为我国知识产权局将专利申请授权分为发明专利、实用新型专利和外观设计专利三类。相对于实用新型和外观设计来说，发明专利的新颖性和创造性更高，是一种包含技术含量较多的技术创新。因此，为了准确考察对外直接投资对我国技术创新产出能力的影响程度，我们还将以PTI作为指标进行第二次度量和分析。

三、数据的选取和说明

对于变量RD的数据，我们根据1988-2009年《中国统计年鉴》得到历年R&D经费支出，并按当年汇率平均价格换算成以亿美元为单位来表示。

对于专利授权数量PT，我们选用1987-2008年国家知识产权局授权的专利授权总量作为指标来考察对外直接投资对我国国内技术创新产出能力的影响。数据的选取有两个说明：（1）专利授权总量选取国内部分，统计年鉴中的专利申请授权数量指的是每年我国知识产权局对专利申请授权的总数量，这个数据既包括国内的自然人和法人的专利申请授权，也包括外国的自然人和法人向我国提出的专利申请的授权。为准确考察我国对外直接投资和国内技术创新的关系，我们只选取国内部分的数据进行分析。（2）发明专利的新颖性和创造性更高，更能代表技术的创新程度；从发明专利授权数量来看，它占全部专利授权数量的比重较低，因此单独分析我国对外直接投资和发明专利授权数量的关系就更有意义。

表1 全部样本数据（1987-2008）

变量OFDI的数据选取分两个部分，2003年之前我国尚未建立对外直接投资公报制度，所以1987-2001年对外直接投资流量数据来自国家外汇管理局网站上公布的历年国际收支平衡表；2003-2008年对外直接投资数据取自2003-2008年《中国对外直接投资统计公报》。

外商直接投资流量FDI、进出口额ITR和人均国民生产总值PGDP的数据均取自1988-2009年《中国统计年鉴》。

四、数据估计结果和相应的分析

在经济领域中，多数经济变量特别是宏观经济变量往往是非平稳的，而在非平稳时间序列中，即使变量间无任何关系，也会存在较高的拟合值，也就是可能存在所谓的“伪回归”问题。因此，为了使回归有意义，需要对变量序列进行单位根（即平稳性）检验和协整检验。

1.单位根检验

在进行协整分析之前，必须先检验变量是否是平稳的。对前面表1的样本数据取对数，得到回归分析中各变量数值。采用Dickey-Fuller的ADF检验方法，对各变量及其一阶差分变量进行平稳性检验，结果见表2。

表2 各变量及其一阶差分的ADF检验结果

通过ADF检验，发现所有变量的检验值都大于其显著性水平为10%的临界值，因此接受变量有单位根的原假设，即表明它们是非平稳的时间序列，因此我们不可以直接对其进行OLS回归分析。进行差分处理，建立一阶差分序列后进行检验，发现一阶差分的ADF检验值均小于5%置信水平下的临界值，说明它们的一阶差分是平稳的。因此，序列可能存在协整关系。

2.协整检验

我们使用恩格尔—葛兰杰法(E-G)进行协整检验上述变量之间是否存在长期、稳定的均衡关系。首先用最小二乘法(OLS)进行变量的协整回归，再对协整回归所得的残差进行ADF检验。用Eviews5.0对式（3）、式（4）、式（5）进行回归，各参数的回归结果及显著性检验见表3。

对残差进行ADF检验，检验结果如表4所示，ADF值都小于置信水平为1%的临界值。所以，估计的残差序列在1%的水平上拒绝原假设，即接受不存在单位根的结论。因此，可以确定估计的残差为零阶单整。上述结果表明：解释变量和被解释变量之间存在长期稳定关系。

表3 OLS的估计结果

表4 残差的ADF检验结果

五、结论

从上面的计量分析结果可以看到，我国对外直接投资、引进外资、进出口贸易和人均GDP与国内研发经费支出、专利授权总数和发明授权数量之间分别存在长期均衡关系，模型的设定是合理的。但是通过比较各变量对于国内研发经费支出、专利授权总量和发明授权数量的影响程度，我们可以得出以下结论：

1.我国对外直接投资、引进外资和进出口贸易对国内研发投入影响的方向和程度是不一样的。对外直接投资对国内的研发费用的支出有正面影响，但没有通过显著性检验，这可能是因为我国对外直接投资规模较小，而且投资领域集中在低技术领域，对技术的要求并不高，因此无法刺激我国研发支出的增加。

引进外资对国内的研发支出有显著的负面影响。可能的解释是跨国公司带来的竞争冲击会对内资企业的投资产生挤出效应，从而影响内资企业R&D融资能力；同时，外资技术溢出带给内资企业的模仿优势可能会削弱自主创新的动力，在一定程度上阻碍R&D投入。进出口贸易对国内研发支出有较强的正面影响，而且通过了显著性检验。这说明出口规模的不断扩大刺激我国企业不断加大研发力度、自主创新，提高产品的出口竞争力；而且进口贸易所带来的“干中学”效应也在鼓励企业进行模仿、创新，增加了企业在研发方面的支出。

2.我国对外直接投资对我国技术创新的产出能力提高有积极的影响，而且对于发明专利的影响系数高于总体的专利申请情况，但是它们都没有通过显著性检验。这说明我国对外直接投资对国内的技术创新产出能力的提升作用还不是很明显，这与前面研发投入的分析结果也是一致的。

外商直接投资对我国技术创新产出能力的提升有显著的作用，但是对于专利授权总量和发明专利数量的影响方向是不一样的。我国引进外资的目标是外资能带来先进的技术，通过溢出效应带动我国技术水平的提升。大量外资的流入确实对于我国总体的专利授权数量有显著的积极影响，外资流入每增加1%，可以促使我国专利授权数量增加0.27%；然而对于发明专利授权数量却有相反的负面显著影响，外资流入每增加1%，可以促使我国发明授权数量减少0.22%。这表明外商投资企业在新颖程度更强、创造性更高的技术创新产出方面垄断性强，对国内企业造成了极大的冲击，影响了我国自主研发和创新能力的提高。

3.进出口贸易对我国技术创新产出能力的提升有积极的影响，并且作用是显著的。进出口贸易对我国专利授权总量和发明授权数量的影响系数分别是0.623445（通过10%显著性水平的检验）、1.905881（通过1%显著性水平的检验），这说明我国二十多年来的进出口贸易，尤其是直接引进技术对我国技术创新产出能力的提高，尤其是创新性更高的发明专利的产出能力提升有重要作用。进出口贸易额每增长1%，可以促使我国专利授权数量增加1.91%，可见在通过外部进行技术获取方面，进出口贸易对于我国技术创新能力提升的作用要更大一些。

上述结论说明，目前我国的对外直接投资在刺激国内技术创新投入和促进国内技术创新产出方面的作用还不是很显著。政府在制定对外投资政策时，应鼓励国内企业向技术要素密集的发达国家或地区投资，并通过研发成果反馈机制带动国内企业的技术创新能力；同时政府应继续完善国内科技创新政策，因地制宜地采取有针对性的创新激励政策，形成国际国内研发创新活动的联动，以促进我国技术不断进步，经济更快发展。

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[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.

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[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.

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