OFDI与中国技术创新关系的实证研究

(苏州大学东吴商学院 江苏 苏州 215006)

一、引言

自20世纪90年代以来，伴随着“走出去”战略的实施，越来越多的中国企业开展了对外直接投资活动。对外直接投资(OFDI)已逐渐成为获取国际技术溢出、提升本国技术创新能力的一条重要渠道。

在国际经济学领域，国外已有不少学者探讨了OFDI的经济效应，如Brasttter(2006)、Iwasa和Odagiri(2004)的研究结果均表明，日本通过对美国的对外直接投资推动了本国的技术进步和技术创新。Potterie和Lichtenberg(2001)的研究发现，OFDI和进口贸易对母国生产率具有显著的正溢出效应。

国内关于对外直接投资的研究也开始涌现。赵伟等(2006)的研究表明，对外直接投资对国内的技术进步具有明显的促进作用；沈能和赵增耀(2013)、宋勇超(2015)通过实证证明OFDI的逆向技术溢出效应的确存在。也有部分学者从企业层面研究中国对外直接投资问题。如赵寰宇等(2017)考察OFDI对中国企业技术创新的影响，发现对外直接投资有助于提高中国企业技术创新能力。

二、理论分析与研究假设

国内外已有不少学者对OFDI影响母国技术创新的机理进行了研究，在大量阅读总结相关文献的基础上，本文提出了以下三种机制：

首先是逆向技术溢出机制。在对外投资过程中，发展中国家的企业可以通过建立海外子公司、合资企业等形式嵌入东道国技术网络中，获得逆向技术溢出效应，并通过技术、资源和人才向母公司转移，从而促进其技术创新，进而通过示范效应和外部溢出促进母国的技术创新能力提升(宋勇超，2015；陈菲琼等，2013)。其次是经营成果反馈机制。企业通过对外直接投资的方式，为投资国企业创造更多收入，母国企业便可增加技术创新的投入，进而增强母公司身的科技研发水平和技术创新(李章美，2015；赵寰宇等，2017)。最后是海外市场竞争机制。在市场竞争日益激烈的全球化的背景下，跨国企业通过对外直接投资，获得先进的生产技术，引进、消化和吸收提升自主创新能力，从而更好地在国际市场竞争中生存和发展。海外市场竞争机制推动着跨国企业不断提升技术创新能力(赵寰宇等，2017)。

基于以上的机理分析，本文提出如下研究假设：

H1a:对外直接投资对我国的技术创新的投入水平具有显著的正向促进作用。

H1b: 对外直接投资对我国的技术创新的投入水平具有显著的正向促进作用。

三、实证研究

(一)数据来源

本文所用数据区间为2005年到2015年，数据主要来源于我国历年的中国科技统计年鉴，《2015年度中国对外直接投资统计公报》，各年的统计年鉴。

(二)变量选取

自变量为我国对外直接投资的各年存量。考虑到流量数据波动幅度较大，而且本文的研究重点倾向于关注对外直接投资的长期效应，所以选择对外直接投资存量数据。因变量是我国研发经费内部支出和专利申请授权量，分别用来衡量我国技术创新的投入和产出水平，其中研发经费内部支出指的是研究与开发机构当年用于本机构内部的实际支出，主要包括经常性支出(如人员劳务费)和资产性支出(含仪器和设备)等。此外，分别选择了我国历年的外商直接投资、进出口贸易总额和国内生产总值作为控制变量。

(三)对外直接投资影响我国技术创新投入、产出的实证分析

模型设定为：Kt=α1*OFDIt+α2*FDIt+α3*TRt+α4*GDPt

Pt=β1*OFDIt+β2*FDIt+β3*TRt+β4*GDPt

因变量K表示我国研发经费内部支出，衡量的是我国技术创新投入；P表示我国专利申请授权数，衡量的是我国技术创新产出。自变量OFDI表示我国对外直接投资历年存量，控制变量FDI、TR和GDP分别表示历年我国外商直接投资、进出口贸易总额和国内生产总值。

1.单位根检验

本文首先对各时间序列的平稳性进行检验。在经过二阶差分之后，各时间序列都变得平稳，所各时间序列变量都是二阶单整的时间序列变量，在此前提下，可以继续检验我国对外直接投资和技术创新投入，技术创新产出之间是否存在协整关系。

2.对回归方程的残差进行单位根检验及实证结果分析

利用Eviews软件对方程Kt=α1*OFDIt+α2*FDIt+α3*TRt+α4*GDPt+C+ut、Pt=β1*OFDIt+β2*FDIt+β3*TRt+β4*GDPt+C+ut进行估计，其中C为截距项，ut为随机误差项，得出结果如下：

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，调整后的为R2=0.9977，F值为988.69，其对应的P值为0.0000。由调整后的R2为0.9977可知方程的拟合优度很高，另外F值为988.69，其对应的P值为0.0000则表明OFDI、FDI、TR和GDP联合对我国研发经费内部支出也具有显著影响。

在(2)方程中，R2=0.9823，调整后的为R2=0.9681，F值为69.31，其对应的P值为0.0001。由调整后的R2为0.9681可知方程的拟合优度很高，另外F值为69.31及其对应的P值为0.0001则表明OFDI、FDI、TR和GDP联合对我国技术创新产出也具有显著影响。

在两个方程中，OFDI的系数均为正，且该系数通过了显著性检验，表明我国研发经费内部支出即技术创新投入与对外直接投资显著正相关；技术创新的产出与对外直接投资也是显著正相关的，与预期相符，因此，假设1a与1b得到支持。

在(1)方程中，FDI作为控制变量，系数为负，表示FDI对我国技术创新投入具有抑制作用，之所以得到这样的结果，可能是因为我国虽然大量引入外商直接投资，但现实中拥有高新技术的跨国企业为了能保证自己的竞争地位，往往会严格的防止核必技术外泄，使得外商直接投资对东道国提升技术创新的作用极为有限。而在(2)方程中，系数为正，表明外商直接投资会促进我国技术创新的提高，不过这一关系并不显著。

与此同时，TR作为控制变量，在方程(1)中，系数为负，说明我国技术创新投入与进出口额显著负相关。在方程(2)中，TR系数为正。可见我国进出口贸易额的上升会带动专利申请数的增长，这一关系同样也是不显著的。

GDP作为控制变量，在方程(1)中，系数为正，意味着研发经费内部支出与我国国内生产总值显著正相关。当一个国家越发达时，其对技术创新的重视程度及投入力度也会随之增加。然而在方程(2)中，GDP作为控制变量，系数为负，意味着国民生产总值与我国技术创新产出水平负相关，该系数并没有通过显著性检验。该结论与本文的预期是不符的，鉴于本文的研究重点在于对外直接投资对我国技术创新的影响，所以有待在今后的研究中进一步探索该结论与本文预期不符的经济原因。

然后，要对上述两个方程的残差进行单位根检验，由回归方程估计结果可得:

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

表1 回归方程的残差单位根检验结果表

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

表2 回归方程的残差单位根检验结果表

由上述结果可以看出，在我国实际利用外资金额、进出口额和国内生产总值作为控制变量的前提下，我国技术创新投入、技术创新产出均与对外直接投资存在协整关系，即它们之间存在着长期稳定的均衡关系，而且我国对外直接投资对技术创新投入，技术创新产出具有显著的正向促进作用。

四、结论与建议

(一)结论

本文通过实证研究，得出以下实证结论:我国技术创新投入、技术创新产出和对外直接投资之间存在协整关系，即它们之间存在着长期稳定的关系。长期来看，对外直接投资与我国技术创新投入、产出之间显著正相关，即对外直接投资能够促进我国加大技术创新的投入及产出水平。

(二)建议

基于理论分析与实证检验，本文的建议如下：第一，我国政府应继续加大对对外直接投资的支持力度，制定积极的对外直接投资政策，提高对外直接投资规模；第二，企业应在自身实力允许的条件下扩大企业对外投资规模，并采取适合企业发展状态的对外投资方式。第三，我国企业应积极借鉴国外先进的经营管理经验、先进技术等，并结合企业自身特色为己所用。相信在国家、政府、企业的共同努力下，我国创新能力会有进一步的飞跃。