“走出去”战略能提升中国的技术创新能力吗？

宋志红，范黎波，李冬梅，李常洪

（1.山西大学管理学院， 山西 太原 030006；2.对外经济贸易大学国际商学院，北京 100029；3.山西大学数学科学学院，山西 太原 030006）

“走出去”战略能提升中国的技术创新能力吗？

宋志红1，范黎波2，李冬梅3，李常洪1

（1.山西大学管理学院， 山西 太原 030006；2.对外经济贸易大学国际商学院，北京 100029；3.山西大学数学科学学院，山西 太原 030006）

本文以1990—2007年中国对外直接投资（FDI）流量数据和专利授权数作为研究变量，考察了对外直接投资对中国技术创新能力的影响。研究结果表明，对外直接投资流量与专利授权数存在长期稳定的均衡关系，但对外直接投资流量对专利授权数的贡献在短期内是不明显的。葛兰杰因果检验表明，对外直接投资流量是专利授权数的葛兰杰原因，而专利授权数不是对外直接投资的葛兰杰原因。实证分析表明，中国企业实施“走出去”战略预期能够提升中国的技术创新能力。

对外直接投资；技术创新能力；协整；葛兰杰因果检验

Abstract:Using data from 1990 to 2007,the paper empirically investigates the relationship between outward foreign direct investment and technological innovation capability in China.The empirical evidence verifies that stable equilibrium relationship exists between outward FDI and patent authorization in the long run,while the contribution of outward FDI to patent authorization is not significant in the short run.The Granger causality test indicates that outward FDI is the Granger cause of granted patents,while granted patent is not the Granger cause of outward FDI.The practical implication is that the “Going Overseas” strategy can be expected to improve firms’technological innovation capability.

Key words:foreign direct investment;technological innovation capability;co-integration test;granger causality test

1 研究背景

联合国贸发会议（UNCTAD）在《2009世界投资报告》中指出［1］，在过去10多年里，由于全球化对发展中国家经济的持续影响，发展中经济体逐渐加大了开放力度，来自发展中经济体和转型经济体的私有企业和国有企业在国际舞台扮演着越来越重要的角色。关于跨国并购、绿地投资的数据表明，1987—2005年，这类公司在全球跨国并购中的份额按价值计算从4%提高到了13%，按达成的交易数目计算从5%提高到17%。2007年，来自发展中经济体和转型经济体的外国直接投资达到2530亿美元，相当于全世界外向流量的15%。

随着金融和经济危机的加剧，全球外国直接投资流入量从2007年19790亿美元的历史最高水平下降到2008年的16970亿美元，下降了14%。2009年这一跌势继续且势头加大：96个国家的初步数据显示，2009年第一季度流入量比2008年同期下降了44%。2010年有望缓慢回升，2011年应会加速恢复。危机还改变了投资格局，2008年发展中经济体和转型期经济体在全球外国直接投资流量中的比例增至43%。2008年外国直接投资格局的巨大变化导致外国直接投资东道国和母国的总体排名发生变化。2008年，美国仍然是最大的东道国和母国，但是许多发展中和转型期经济体也成为大的接受国和投资国：它们分别占2008年全球外国直接投资流入量和流出量的43%和19%。

作为最大的发展中国家，中国经过30年的改革开放，在吸收外资保持世界前列的同时，自身的对外直接投资（OFDI，Outward Foreign Direct Investment）也呈现出快速增长的态势。中国的对外直接投资从1990年约9亿美元增加到2008年的559.1亿美元。中国的对外直接投资在保持迅猛增长的同时，是否促进了本国的技术创新能力？以往的研究多数考察外国直接投资对东道国的技术溢出效应，本文则主要考察对外直接投资与母国技术创新能力之间的长期及短期关系。

2 发展中国家对外直接投资的相关文献综述

传统的外国直接投资理论主要关注发达国家的外国直接投资及其对东道国的福利效应（Caves,1974;Aitken&Harrison,1999）［2-3］。 事实上，来自发展中国家的跨国公司在全球经济中发挥越来越重要的作用，促使研究人员开始关注发展中国家的对外直接投资理论。

有关发展中国家的对外直接投资理论主要回答以下三个问题：对外直接投资的条件；对外直接投资的动因；影响对外直接投资的因素。一般认为，发展中国家对外直接投资主要有三种理论：（1）Wells（1983）提出的小规模技术理论［4］。 该理论认为，发展中国家的跨国公司拥有为小市场服务的小规模生产技术，这些技术具有劳动密集型的特征。该理论对于发展中国家企业开展对外直接投资活动具有十分积极的意义。但是，该理论认为发展中国家使用的是被动的“降级技术”，生产的是发达国家早已成熟或过时的产品，这很难解释一些发展中国家高技术企业的对外直接投资行为。 （2）Lall（1983）提出的技术当地化理论［5］。该理论认为，发展中国家企业的技术形成包含着企业内在的创新活动，这种创新活动形成了发展中国家跨国公司的特有优势。该理论指出了发展中国家技术和产品对于当地市场的适应性，而且强调了跨国公司技术创新的重要性。（3）Tolentino（1993）提出的技术创新产业升级理论［6］。 该理论认为，发展中国家跨国公司的技术创新活动具有明显的“学习”特征。这种技术创新活动主要利用特有的“学习经验”和组织能力，掌握和开发现有的生产技术。

近年来，不少学者对中国企业的对外直接投资进行了研究。Wu&Chen（2001）［7］对中国企业对外直接投资的规模与效益进行了评价与分析，认为中国企业对外直接投资的效益有待提升。Antkiewicz&Whalley（2006）［8］为跨国并购式对外直接投资应是中国企业对外直接投资的重要方式。Cheng&Stough（2007）［9］重点研究了中国企业在亚洲国家的对外直接投资模式和规模，认为中国企业在亚洲的对外直接投资具有地缘和文化优势。刘阳春（2007）［10］认为，全球经济一体化趋势是中国企业对外直接投资重要的驱动因素，中国企业具有明显的向外寻求发展和寻求生存动机。

从实践来看，中国的改革开放率先实行的是“引进来”战略。实践证明，“引进来”战略促成了“中国经济奇迹”的快速形成。在世纪之交，党的十六大报告中指出，实施“走出去”战略是对外开放新阶段的重大举措。党的十七大报告进一步指出：提高创新能力，建设创新型国家，这是国家发展战略的核心。企业是创新的主体，实施自主创新的国家发展战略应体现在企业行为上。中国实施“走出去”战略的效果如何？是否促进了本国企业的创新能力？正是基于这一出发点，本文采用协整、误差修正模型和葛兰杰因果检验，实证分析了对外直接投资与创新能力之间的长期关系及短期动态因果关系。

3 变量、数据与方法

关于对外直接投资，我们采用UNCTAD发布的《世界投资报告》中关于中国对外直接投资（OutFDI）的流量数据，并将数据转换为以人民币计价的外国直接投资额 （ROutFDI），然后对该数值取对数（LNROutFDI），关于技术创新能力，我们选择1990—2007年国家知识产权局授权的专利数量（PTN）作为衡量技术创新能力的指标，同样对其取对数（LNPTN）。图1和图2显示了这两个变量的对数随时间变化的趋势。

图 1 LNROutFDI的变化趋势：1990—2007

从图1和图2可以看出，在对ROutFDI和PTN取对数之后，二者具有随时间变化的趋势，因而是非平稳时间序列。在这种情况下，使用传统的估计技术（基于古典假设的关于扰动项的性质）将会导致不正确的推论（Rao,1994）［11］，这将导致无意义或者虚假的结果（Granger&Newbold,1974;Harris,1995）［12-13］。 随着时间序列分析的发展，有学者 （如Engle&Granger,1987）［14］提倡把协整技术作为估计包括非平稳变量模型的适当的方法。

图2 LNPTN的变化趋势：1990—2007

4 计量分析与结果说明

4.1 单位根检验

在进行协整分析之前，必须先检验变量是否平稳。采用Dickey-Fuller的ADF检验方法，对LNROutFDI和LNPTN及其一阶差分变量DLNROutFDI和DLNPTN进行平稳性检验，结果见表1。

从表1可以看出，虽然时间序列变量LNROutFDI和LNPTN是非平稳的，但是它们的一阶差分变量DLNROutFDI和DLNPTN是平稳的。由此可知，时间序列LNROutFDI和LNPTN都是一阶单整序列，即I（1）。因此，序列可能存在协整关系（Dickey et al.,1991）［15］，也就是说，可能存在两个序列的平稳线性组合，这意味着它们之间存在长期、稳定的关系。

4.2 协整检验

根据Engle和Granger的协整定义，对于双变量模型，协整要求两个变量要具有相同的单整阶数。从前面的单位根检验中，我们已经得出两个变量都是一阶单整的结论。运用E-G两步法，对1990—2007年中国的专利授权数和对外直接投资之间的协整关系进行检验。

表1 检验变量序列的平稳性

第一步：估计方程。首先用OLS法估计协整向量，再检验残差是否存在单位根。用Eviews 5.0，我们得出下面的方程：

第二步：对残差的单位根检验。

估计的残差u=LnPTN-0.6397*LnROutFDI-4.8617

检验结果显示，ADF值=-1.740483，小于10%水平下的临界值，所以，估计的残差序列u在10%的水平下拒绝原假设，即接受不存在单位根的结论（见表2）。因此，可以确定估计的残差为零阶单整，上述结果表明：LNPTN和LNRFDI之间存在协整关系。协整向量为：（1，-0.6397，-4.8617）。

表2 对残差的单位根检验

从反映对外直接投资流量与技术创新能力长期关系的协整检验中可以看出，长期来看，对外直接投资对技术创新能力的弹性为0.6397，即FDI流入量每增长1%，专利授权数约增长0.64%，表明对外直接投资对技术创新能力的拉动作用比较显著。

4.3 误差修正模型

本文建立的误差修正模型（ECM）如下：

根据HENDRY一般到特殊的建模方法，我们首先选定4阶的滞后变量，然后逐步排除一些不显著的变量，得到估计后的ECM如下：

以上分析结果表明：（1）在1990~2007年间，对外直接投资流量和专利授权数之间存在着长期动态均衡关系。（2）在短期内，专利授权数的变动受到自身和对外直接投资流量的变动的影响。其中，滞后3、4年的专利授权数变动、滞后1、2年的对外直接投资流量的变动对专利授权数的变动影响在5%的水平下是显著的。（3）ECMt-1是误差修正项，该项系数反映了误差修正模型自身修正偏离均衡误差的作用机制。当修正系数为1时，专利授权数和对外直接投流量的当年均衡误差在下一年就可以调整到均衡状态。此模型中的系数为0.0897，说明专利授权数和对外直接投资流量的短期变动偏离它们长期均衡关系的程度并不大，对外直接投资流量和专利授权数之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不强。

4.4 葛兰杰（Granger）因果关系检验

协整检验结果表明，对外直接投资流量与中国的专利授权数之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，需要进一步采用葛兰杰因果检验。由于葛兰杰因果关系检验只适用于平稳变量，所以我们使用中国1990—2007年的对外直接投资流量和专利授权数一阶差分后的数据进行检验，结果如表3所示。

表3 对外直接投资流量与创新能力的葛兰杰因果检验

从表3可以看到，在滞后期为5年时，对外直接投资流量的变动是专利授权数变动的葛兰杰原因，而专利授权数变动不是对外直接投资流量变动的葛兰杰原因。

5 结论和政策建议

5.1 结论与讨论

本文利用1990—2007年中国的专利授权数和对外直接投资流量数据，运用协整、误差修正模型和葛兰杰因果检验，实证分析了对外直接投资流入量与专利授权数之间的长期关系及短期动态因果关系，得出的结论及解释如下：

中国的专利授权数和对外直接投资流量之间存在着一定的相关关系，尽管各自增长是非平稳的，但就长期而言，它们之间构成了长期稳定的均衡关系。在我们所研究期间的短期内，滞后5年的对外直接投资流量变动是专利授权数变动的葛兰杰原因；而滞后5年的专利授权数变动不是对外直接投资流量变动的葛兰杰原因。

（1）对外直接投资流量变动是专利授权数变动的葛兰杰原因。与Pottelsberghe等人（2001）的研究一致［16］，本文的研究结果表明，对外直接投资能够提升企业的技术创新能力，从而证实了中国企业实施“走出去”战略的效果。对外直接投资提升母国企业的创新能力可以通过两种途径实现 （魏巧琴和杨大楷,2003;邹玉娟和陈漓高,2008）［17-18］： 人力资本的提升，表现在人们的知识、管理、技术水平提高和国际化经营视野拓展对生产率的促进；企业可以充分利用接近当地技术资源的优势，实现跟踪、学习和获取先进技术和适用技术的目的。对外直接投资企业的国外分支机构通过技术返流，向母国进行最新和先进技术的技术转移和扩散，从而带动母公司、其他子公司、母国行业及母国整体技术水平的提高。

（2）专利授权数不是对外直接投资流量的葛兰杰原因。传统的跨国公司理论认为，垄断优势是企业对外直接投资的基础，而自主创新是企业获得并保持核心技术的重要手段，是形成企业垄断优势的关键（何骏,2008）［19］。 由此可见，企业必须具备自主创新能力，从而具有能够造成垄断的核心技术，才会选择对外直接投资。本文认为，作为发展中国家的对外直接投资，其目的是为了借此接近当地的技术资源，从而提高创新能力，而不是在具备了创新能力的条件才选择对外直接投资。

5.2 政策建议

创新的本质就是创造新知识，而新知识的创造是企业通过知识管理过程完成的。由于企业的知识管理总是在一定的社会网络背景下进行的。社会网络作为嵌入组织内部的无形的非正式结构，它与组织知识管理活动和知识管理战略有着密切的联系，对企业的知识创造、知识积累和创新能力的提升具有重要作用。一些研究表明，社会网络结构和社会资源提供了企业成功获取外部知识和资源的机会，从而可以使企业以有效地提高其对外部知识的获取和整合利用。对中国企业而言，采取“走出去”的战略行为，通过嵌入当地的企业网络，可以获取隐性知识和传递更加细致的信息，从而提高了企业创新的概率。

不仅如此，企业还应当促进专利的商业化过程，提高产品的国际竞争力。在过去10年中，中国国内研发经费的平均年增长率为22%，2006年中国的研发投入达到2943亿元，占国内生产总值的1.41%，研发投入的增长促进了中国专利申请数的大幅增加。然而，由于种种原因，申请的专利常常不能够成功地实现商业化过程，为企业创造价值。因此，通过与外部风险投资者合作，促进专利的商业化过程，提高产品在国际市场上的竞争力，为企业实施 “走出去”战略奠定基础。

从政府的角度来看，落实创新型国家的战略目标最终必将体现在企业行为上。因此，通过一些优惠的税收政策和产业政策，鼓励企业“走出去”，通过对外直接投资主动地从全球市场获取资金、技术、市场和战略资源，也符合国家的宏观战略目标。在当前的经济环境下，企业实施“走出去”战略不仅有利于开拓市场空间，获取技术资源，还可以突破贸易保护壁垒，培育具有竞争力的中国跨国公司。吸引外资在一定程度上可以提高东道国企业的生产能力和技术水平，但能否推动当地创新能力的提升仍尚无定论；而且，跨国公司投资的目的是获取利润，而不是扩散自己的私有技术，东道国政府不能对来自发达国家跨国公司的外国直接投资寄予过高的期望。

［1］UNCTAD.World Investment Report:Transnational Corporations,Agricultural Production and Development ［R］,Geneva,2009:3-4.

［2］Caves R E.Multinational firms,competition and productivity in host-country markets［J］.Economica,1974,41（162）:176-193.

［3］AitkenB J,Harrison A E.Do domestic firms benefit from direct investment?Evidence from venezuela ［J］.American Economic Review,1999,89（3）:605-618.

［4］Wells Jr.L.T.Third World Multinationals:The Rise of Foreign Investment from Developing Countries［M］.Cambridge,MA:MIT Press,1983.

［5］ Lall S.The New Multinationals:The Spread of Third World Enterprises［M］.New York:John Wiley&Sons,1983.

［6］ Tolentino Paz E E.Technological Innovation and the Third World Multinationals［M］.Florence.KY.USA:Routledge,1993.

［7］ Wu H L&Chen C H.An assessment of outward foreign direct investment from China’s transnational economy ［J］.Europe-Asia Studies,2001,53 （8）:1235-1254.

［8］ Antkiewicz A&Whalley J.Recent Chinese buyout activity and the implication for global architecture ［J］.NBER Working Paper 12072,2006.

［9］ Cheng S&Stough RR.The pattern and magnitude of China’s outward FDI in Asia ［A］.ICRIER Project Paper ［C］.New Delhi,India,2007.

［10］刘阳春.中国企业对外直接投资动因理论与实证研究［J］.中山大学学报（社会科学版）,2008，（3）:177-184.

［11］ Rao B B.Cointegration for the Applied Economist［M］.Macmillan,1994.

［12］ Granger C&Newbold P.Spurious regression in econometrics［J］.Journal of Econometrics,1974，（2）:111-120.

［13］ Harris R.Using Cointegration Analysis in Econometric Modeling［M］.Prentice Hall,1995.

［14］ Engle R&Granger C.Co-integration and error correction:representation,estimation and testing ［J］.Econometrics,1987，（55）:251-276.

［15］ Dickey D.Jansen D&Thornton D.A primer on cointegration with an application to money and income.Rao B B （ed.）.Cointegration for the Applied Economist［C］.Macmillan,Basingstoke,1991:58-78.

［16］ Pottelsberghe BV De La Potterie&Lichtenberg F.Does foreign direct investment transfer technology across borders? ［J］ The Review of Economics and Statistics,2001,83（3）:490-497.

［17］魏巧琴,杨大楷.对外直接投资与经济增长的关系研究［J］.数量经济技术经济研究,2003，（1）:94-97.

［18］邹玉娟，陈漓高.我国对外直接投资与技术提升的实证研究［J］.世界经济研究,2008，（5）：70-77.

［19］何骏.中国企业对外直接投资的内外动力源研究［J］.科学学与科学技术管理,2008，（7）:143-146.

（责任编辑 张九庆）

Can “Going Overseas” Strategy Improve China’s Technological Innovation Capability?

Song Zhihong1,Fan Libo2,Li Dongmei3,Li Changhong1
（1.School of Management,Shanxi University,Taiyuan 030006,China；2.School of Business,University of International Business and Economics,Beijing 100029,China；3.School of Mathematical Sciences,Shanxi University,Taiyuan 030006,China）

F273.7

A

教育部人文社会科学重点研究基地2006年度重大项目（06JJD79004）、教育部人文社会科学研究青年基金项目（09YJC630146）和山西大学博士科研基金（0809009）。

2010-06-11

宋志红（1977-），山西忻州人，经济学博士，山西大学管理学院管理科学与工程研究所讲师；研究方向：知识管理、技术创新与社会网络。