李夢嬌 薛鵬

摘要：選取2002—2017年時間序列數(shù)據(jù)為樣本，采用傳統(tǒng)的最小二乘法（OLS）分析我國對外直接投資（OFDI）與國內(nèi)技術(shù)進步之間的關(guān)系，結(jié)果顯示我國對外直接投資與技術(shù)進步之間存在長期均衡關(guān)系，且格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明二者僅存在單向關(guān)系，OFDI每增加1個百分點，國內(nèi)發(fā)明專利申請授權(quán)量（技術(shù)進步的表征量）增加0.65個百分點。因此認為我國對外直接投資能夠促進國內(nèi)技術(shù)進步與創(chuàng)新，并為促進我國對外直接投資和技術(shù)創(chuàng)新提出相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：中國;對外直接投資;技術(shù)進步;OLS

Abstract： This article chooses the time series data from 2002 to 2017 as samples and uses the traditional least square method （OLS） to analyze the relationship between Chinas Outward Foreign Direct Investment （OFDI） and domestic technological progress. The results show that there is a long-term equilibrium relationship between Chinas OFDI and technological progress， and Granger causality test results show that there is only one-way relationship between them. For every 1% increase in OFDI， the number of patent applications authorized for invention（the representation of technological progress） in China increases by 0.65%. Therefore， this paper argues that Chinas OFDI can promote domestic technological progress and innovation， and put forward relevant suggestions for promoting Chinas OFDI and technological innovation.

Keywords： China; OFDI; Technological Progress; OLS

一、引言

據(jù)商務部、外匯統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2018年我國全行業(yè)對外直接投資達1298.3億美元，同比增長4.2%。隨著“走出去”戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議的實施，我國對外直接投資發(fā)展迅猛，且具有顯著的技術(shù)尋求性特征?！?017中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，第三產(chǎn)業(yè)外直接投資存量占比達79.8%。在此背景下，我國對外直接投資是否促進了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步成為備受關(guān)注的焦點。

二、文獻綜述

國外學者針對發(fā)展中國家對外直接投資與母國技術(shù)進步展開了一系列研究。威爾斯（Wells，1983）的小規(guī)模技術(shù)理論認為發(fā)展中國家擁有的小規(guī)模制造、當?shù)夭少彽鹊统杀緝?yōu)勢，使創(chuàng)新活動產(chǎn)生更高的經(jīng)濟效益，解釋了相對落后的發(fā)展中國家對外直接投資的行為。拉奧（Lall，1983）的技術(shù)當?shù)鼗碚摶谖⒂^企業(yè)創(chuàng)新視角解釋OFDI，認為發(fā)展中國家通過對先進技術(shù)的學習、吸收、再創(chuàng)新等活動可獲得獨特優(yōu)勢，從而帶動國內(nèi)研發(fā)并提升技術(shù)水平?？蔡赝柡屯刑m惕諾（Cantwell和Tolentino，1989）的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級理論著眼于OFDI的動態(tài)性和階段性，闡釋了技術(shù)積累和創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。Potterie和Lichtenberg（2001）借助國際研究開發(fā)溢出模型分析對外直接投資行為，認為對外直接投資能夠帶來逆向技術(shù)溢出、加強國內(nèi)研發(fā)力度并提高生產(chǎn)效率。

國內(nèi)學者對此也展開諸多實證研究。劉明霞（2010），劉宏、張蕾（2012），杜龍政、林潤輝（2018）等學者測算全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進步與創(chuàng)新的衡量指標，利用灰色綜合關(guān)聯(lián)分析、Var模型等方法實證分析并得出我國OFDI對全要素生產(chǎn)率具有顯著逆向技術(shù)溢出效應的結(jié)論。汪洋（2015）、王娟（2015）等則采用專利授權(quán)量、新產(chǎn)品產(chǎn)值等指標表征本國自主創(chuàng)新能力，認為我國OFDI提高了國內(nèi)自主創(chuàng)新水平，增加了產(chǎn)品附加值。然而王英、劉思峰（2008）的實證結(jié)果卻相反，認為OFDI對全要素生產(chǎn)率的促進作用不顯著。姚惠澤、張梅（2018）則表示我國對外直接投資會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的消極影響，且僅當要素市場扭曲程度低于某一水平時OFDI才能顯現(xiàn)積極影響。

目前，諸多學者都對我國對外直接投資與技術(shù)進步之間的關(guān)系進行研究分析，但分析角度和方法、樣本數(shù)據(jù)的時間及統(tǒng)計口徑等差異使得相應結(jié)論各不相同。而且該問題的研究應當隨時代發(fā)展而不斷更新，因此本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合最新數(shù)據(jù)就二者關(guān)系進行實證探究。

三、我國研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新的現(xiàn)狀

核心技術(shù)無論是對于微觀企業(yè)還是一國宏觀經(jīng)濟來說，都占有舉足輕重的地位。因此我國提出“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展”、“科教興國”、“人才強國”等戰(zhàn)略，重視科技發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新，積極培養(yǎng)高素質(zhì)人才，注重提升本國技術(shù)實力，具體表現(xiàn)在以下方面：

（一）研發(fā)經(jīng)費穩(wěn)步增加

數(shù)據(jù)顯示，近16年以來，我國政府和企業(yè)在研究與試驗發(fā)展經(jīng)費方面的支出呈逐年上升態(tài)勢，充分體現(xiàn)了國家對技術(shù)型企業(yè)的鼓勵和扶持，也反映了企業(yè)愈加重視自身技術(shù)進步與創(chuàng)新。

（二）科研活動人員數(shù)量攀升

高水平人才是研發(fā)創(chuàng)新的根本，是提升企業(yè)和國家競爭力的核心要素。2017年研究與試驗發(fā)展基礎(chǔ)研究人員全時當量達29.01萬人年，相較2002年同比增長245%，表明我國知識原始創(chuàng)新能力不斷提高。

（三）技術(shù)市場成交額高速增長

國家科技部數(shù)據(jù)顯示，截至2017年底，全國技術(shù)市場成交額為13424.22億元，同比增長17.68%，其中知識產(chǎn)權(quán)類成交金額占41.35%。

四、實證研究

（一）模型構(gòu)建

為研究我國對外直接投資是否影響國內(nèi)技術(shù)進步，選取國內(nèi)發(fā)明專利申請授權(quán)量為被解釋變量，表征技術(shù)進步與創(chuàng)新，同時選取對外直接投資存量為解釋變量。本文建立如下模型進行最小二乘回歸分析（所用數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局）。

（二）平穩(wěn)性檢驗

由于時間序列數(shù)據(jù)有出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象的可能性，因此通常對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗來判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。單位根檢驗通常有DF檢驗和ADF檢驗兩種方法，且后者的使用范圍更廣，因此本文選擇ADF檢驗并得到結(jié)果如表1。

由上述結(jié)果可知，和的ADF值均大于在10%的顯著性水平下的臨界值，為非平穩(wěn)時間序列。而兩個變量一階差分的ADF檢驗均顯示為平穩(wěn)序列，因此，均屬于I（1）。

（三）協(xié)整檢驗

為進一步探究二者之間長期穩(wěn)定關(guān)系的存在性，需對其進行協(xié)整檢驗，且解釋變量和被解釋變量均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗條件，因此本文選擇兩變量的Enger-Granger檢驗方法。首先生成殘差序列，然后對其進行ADF單位根檢驗，得到其ADF值為-4.621291，對應P值為0.0034，因此不存在單位根，和之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

（四）Granger因果檢驗

變量間的協(xié)整關(guān)系并不代表因果關(guān)系，因此，在上述平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上進行Granger因果檢驗，以驗證二者是否存在因果關(guān)系。由表2可知，原假設(shè)“OFDI不是P的格蘭杰原因”的P值小于1%，因此應拒絕原假設(shè)，即對外直接投資是發(fā)明專利申請授權(quán)量的格蘭杰原因，且他們之間的反向因果關(guān)系不成立。

四、結(jié)論與建議

本文采用國內(nèi)發(fā)明專利申請授權(quán)量P為指標，衡量我國技術(shù)進步與自主創(chuàng)新水平，通過最小二乘法實證探究我國對外直接投資與國內(nèi)技術(shù)進步之間是否存在促進關(guān)系。結(jié)果表明，我國對外直接投資與發(fā)明專利授權(quán)量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且OFDI每增加1%，發(fā)明專利申請授權(quán)量增加0.65%。Granger因果檢驗結(jié)果表明二者僅存在單向關(guān)系，即我國對外直接投資能夠帶動發(fā)明專利數(shù)量的增加，促進國內(nèi)技術(shù)進步與創(chuàng)新?；谝陨辖Y(jié)論，提出以下建議：

（一）加大對外開放力度，積極發(fā)展技術(shù)尋求型OFDI

技術(shù)是企業(yè)核心價值，是促進經(jīng)濟持續(xù)增長的重要因素，實證分析表明，對外直接投資能夠顯著促進本國技術(shù)進步與創(chuàng)新，因此我國應繼續(xù)深化改革開放，鼓勵企業(yè)走出國門，充分利用國內(nèi)國外資源實現(xiàn)更大的價值創(chuàng)造。

（二）增強政府支持和引導

雖然我國企業(yè)對外直接投資增長迅速，但目前還存在中小企業(yè)融資困難、盲目投資等問題，因此政府應制定和完善融資、市場開放、信息支持等方面的政策和服務引導企業(yè)的良性對外直接投資。

（三）加大研發(fā)投入

一方面，政府應加強對技術(shù)創(chuàng)新型企業(yè)的研發(fā)補貼、稅收優(yōu)惠等，為企業(yè)技術(shù)研發(fā)創(chuàng)造良好的政策環(huán)境;另一方面，企業(yè)自身要意識到核心技術(shù)、自主創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展的重要性，積極引進高素質(zhì)人才，增大研發(fā)開支，加強自身競爭優(yōu)勢。

[參考文獻]

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[3]杜龍政，林潤輝.對外直接投資、逆向技術(shù)溢出與省域創(chuàng)新能力——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析[J].中國軟科學，2018（1）：149-162.

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[7]姚惠澤，張梅.要素市場扭曲、對外直接投資與中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2018（6）：22-35.

（責任編輯：張彤彤 劉茜）