OFDI與中國技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實證研究

(蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院 江蘇 蘇州 215006)

一、引言

自20世紀90年代以來，伴隨著“走出去”戰(zhàn)略的實施，越來越多的中國企業(yè)開展了對外直接投資活動。對外直接投資(OFDI)已逐漸成為獲取國際技術(shù)溢出、提升本國技術(shù)創(chuàng)新能力的一條重要渠道。

在國際經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，國外已有不少學(xué)者探討了OFDI的經(jīng)濟效應(yīng)，如Brasttter(2006)、Iwasa和Odagiri(2004)的研究結(jié)果均表明，日本通過對美國的對外直接投資推動了本國的技術(shù)進步和技術(shù)創(chuàng)新。Potterie和Lichtenberg(2001)的研究發(fā)現(xiàn)，OFDI和進口貿(mào)易對母國生產(chǎn)率具有顯著的正溢出效應(yīng)。

國內(nèi)關(guān)于對外直接投資的研究也開始涌現(xiàn)。趙偉等(2006)的研究表明，對外直接投資對國內(nèi)的技術(shù)進步具有明顯的促進作用；沈能和趙增耀(2013)、宋勇超(2015)通過實證證明OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)的確存在。也有部分學(xué)者從企業(yè)層面研究中國對外直接投資問題。如趙寰宇等(2017)考察OFDI對中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)對外直接投資有助于提高中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。

二、理論分析與研究假設(shè)

國內(nèi)外已有不少學(xué)者對OFDI影響母國技術(shù)創(chuàng)新的機理進行了研究，在大量閱讀總結(jié)相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，本文提出了以下三種機制：

首先是逆向技術(shù)溢出機制。在對外投資過程中，發(fā)展中國家的企業(yè)可以通過建立海外子公司、合資企業(yè)等形式嵌入東道國技術(shù)網(wǎng)絡(luò)中，獲得逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，并通過技術(shù)、資源和人才向母公司轉(zhuǎn)移，從而促進其技術(shù)創(chuàng)新，進而通過示范效應(yīng)和外部溢出促進母國的技術(shù)創(chuàng)新能力提升(宋勇超，2015；陳菲瓊等，2013)。其次是經(jīng)營成果反饋機制。企業(yè)通過對外直接投資的方式，為投資國企業(yè)創(chuàng)造更多收入，母國企業(yè)便可增加技術(shù)創(chuàng)新的投入，進而增強母公司身的科技研發(fā)水平和技術(shù)創(chuàng)新(李章美，2015；趙寰宇等，2017)。最后是海外市場競爭機制。在市場競爭日益激烈的全球化的背景下，跨國企業(yè)通過對外直接投資，獲得先進的生產(chǎn)技術(shù)，引進、消化和吸收提升自主創(chuàng)新能力，從而更好地在國際市場競爭中生存和發(fā)展。海外市場競爭機制推動著跨國企業(yè)不斷提升技術(shù)創(chuàng)新能力(趙寰宇等，2017)。

基于以上的機理分析，本文提出如下研究假設(shè)：

H1a:對外直接投資對我國的技術(shù)創(chuàng)新的投入水平具有顯著的正向促進作用。

H1b: 對外直接投資對我國的技術(shù)創(chuàng)新的投入水平具有顯著的正向促進作用。

三、實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)區(qū)間為2005年到2015年，數(shù)據(jù)主要來源于我國歷年的中國科技統(tǒng)計年鑒，《2015年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，各年的統(tǒng)計年鑒。

(二)變量選取

自變量為我國對外直接投資的各年存量。考慮到流量數(shù)據(jù)波動幅度較大，而且本文的研究重點傾向于關(guān)注對外直接投資的長期效應(yīng)，所以選擇對外直接投資存量數(shù)據(jù)。因變量是我國研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出和專利申請授權(quán)量，分別用來衡量我國技術(shù)創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出水平，其中研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出指的是研究與開發(fā)機構(gòu)當(dāng)年用于本機構(gòu)內(nèi)部的實際支出，主要包括經(jīng)常性支出(如人員勞務(wù)費)和資產(chǎn)性支出(含儀器和設(shè)備)等。此外，分別選擇了我國歷年的外商直接投資、進出口貿(mào)易總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值作為控制變量。

(三)對外直接投資影響我國技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出的實證分析

模型設(shè)定為：Kt=α1*OFDIt+α2*FDIt+α3*TRt+α4*GDPt

Pt=β1*OFDIt+β2*FDIt+β3*TRt+β4*GDPt

因變量K表示我國研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出，衡量的是我國技術(shù)創(chuàng)新投入；P表示我國專利申請授權(quán)數(shù)，衡量的是我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。自變量OFDI表示我國對外直接投資歷年存量，控制變量FDI、TR和GDP分別表示歷年我國外商直接投資、進出口貿(mào)易總額和國內(nèi)生產(chǎn)總值。

1.單位根檢驗

本文首先對各時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。在經(jīng)過二階差分之后，各時間序列都變得平穩(wěn)，所各時間序列變量都是二階單整的時間序列變量，在此前提下，可以繼續(xù)檢驗我國對外直接投資和技術(shù)創(chuàng)新投入，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.對回歸方程的殘差進行單位根檢驗及實證結(jié)果分析

利用Eviews軟件對方程Kt=α1*OFDIt+α2*FDIt+α3*TRt+α4*GDPt+C+ut、Pt=β1*OFDIt+β2*FDIt+β3*TRt+β4*GDPt+C+ut進行估計，其中C為截距項，ut為隨機誤差項，得出結(jié)果如下：

Kt=0.1843*OFDIt-0.2073*FDIt-0.0062*TRt+0.0139*GDPt+814.57+et(1)

Pt=72.4372*OFDIt+23.6657*FDIt+0.0283*TRt-0.8710*GDPt-126717+et(2)

在(1)方程中，R2=0.9987，調(diào)整后的為R2=0.9977，F(xiàn)值為988.69，其對應(yīng)的P值為0.0000。由調(diào)整后的R2為0.9977可知方程的擬合優(yōu)度很高，另外F值為988.69，其對應(yīng)的P值為0.0000則表明OFDI、FDI、TR和GDP聯(lián)合對我國研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出也具有顯著影響。

在(2)方程中，R2=0.9823，調(diào)整后的為R2=0.9681，F(xiàn)值為69.31，其對應(yīng)的P值為0.0001。由調(diào)整后的R2為0.9681可知方程的擬合優(yōu)度很高，另外F值為69.31及其對應(yīng)的P值為0.0001則表明OFDI、FDI、TR和GDP聯(lián)合對我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出也具有顯著影響。

在兩個方程中，OFDI的系數(shù)均為正，且該系數(shù)通過了顯著性檢驗，表明我國研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出即技術(shù)創(chuàng)新投入與對外直接投資顯著正相關(guān)；技術(shù)創(chuàng)新的產(chǎn)出與對外直接投資也是顯著正相關(guān)的，與預(yù)期相符，因此，假設(shè)1a與1b得到支持。

在(1)方程中，F(xiàn)DI作為控制變量，系數(shù)為負，表示FDI對我國技術(shù)創(chuàng)新投入具有抑制作用，之所以得到這樣的結(jié)果，可能是因為我國雖然大量引入外商直接投資，但現(xiàn)實中擁有高新技術(shù)的跨國企業(yè)為了能保證自己的競爭地位，往往會嚴格的防止核必技術(shù)外泄，使得外商直接投資對東道國提升技術(shù)創(chuàng)新的作用極為有限。而在(2)方程中，系數(shù)為正，表明外商直接投資會促進我國技術(shù)創(chuàng)新的提高，不過這一關(guān)系并不顯著。

與此同時，TR作為控制變量，在方程(1)中，系數(shù)為負，說明我國技術(shù)創(chuàng)新投入與進出口額顯著負相關(guān)。在方程(2)中，TR系數(shù)為正。可見我國進出口貿(mào)易額的上升會帶動專利申請數(shù)的增長，這一關(guān)系同樣也是不顯著的。

GDP作為控制變量，在方程(1)中，系數(shù)為正，意味著研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出與我國國內(nèi)生產(chǎn)總值顯著正相關(guān)。當(dāng)一個國家越發(fā)達時，其對技術(shù)創(chuàng)新的重視程度及投入力度也會隨之增加。然而在方程(2)中，GDP作為控制變量，系數(shù)為負，意味著國民生產(chǎn)總值與我國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出水平負相關(guān)，該系數(shù)并沒有通過顯著性檢驗。該結(jié)論與本文的預(yù)期是不符的，鑒于本文的研究重點在于對外直接投資對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響，所以有待在今后的研究中進一步探索該結(jié)論與本文預(yù)期不符的經(jīng)濟原因。

然后，要對上述兩個方程的殘差進行單位根檢驗，由回歸方程估計結(jié)果可得:

e1t=Kt-0.1843*OFDIt+0.2073*FDIt+0.0062*TRt-0.0139*GDPt-814.57

表1 回歸方程的殘差單位根檢驗結(jié)果表

e2t=Pt-72.4372*OFDIt+23.6657*FDIt+0.0283*TRt-0.8710*GDPt-126717

表2 回歸方程的殘差單位根檢驗結(jié)果表

由上述結(jié)果可以看出，在我國實際利用外資金額、進出口額和國內(nèi)生產(chǎn)總值作為控制變量的前提下，我國技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出均與對外直接投資存在協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而且我國對外直接投資對技術(shù)創(chuàng)新投入，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正向促進作用。

四、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文通過實證研究，得出以下實證結(jié)論:我國技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和對外直接投資之間存在協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。長期來看，對外直接投資與我國技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出之間顯著正相關(guān)，即對外直接投資能夠促進我國加大技術(shù)創(chuàng)新的投入及產(chǎn)出水平。

(二)建議

基于理論分析與實證檢驗，本文的建議如下：第一，我國政府應(yīng)繼續(xù)加大對對外直接投資的支持力度，制定積極的對外直接投資政策，提高對外直接投資規(guī)模；第二，企業(yè)應(yīng)在自身實力允許的條件下擴大企業(yè)對外投資規(guī)模，并采取適合企業(yè)發(fā)展狀態(tài)的對外投資方式。第三，我國企業(yè)應(yīng)積極借鑒國外先進的經(jīng)營管理經(jīng)驗、先進技術(shù)等，并結(jié)合企業(yè)自身特色為己所用。相信在國家、政府、企業(yè)的共同努力下，我國創(chuàng)新能力會有進一步的飛躍。