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【摘要】 通过计量模型的建立、运用Granger因果检验及在实证分析的基础上最终得出结论:FDI对我国自主技术创新有一定的影响,同时资金、人力资本也是影响自主技术创新的因素。
【关键词】 FDI;自主创新;技术外溢
自主创新能力是一国经济发展的灵魂,唯有具备自主创新能力,一个国家才能保持经济的可持续发展。近年来,中国吸收外商直接投资保持平稳发展,外资质量和水平不断提高,促进国民经济和社会发展。综合考虑影响我国自主创新能力的多种因素,通过实证研究探讨FDI对我国自主创新能力的影响,并比较分校多种因素对我国自主创新能力的不同影响,以客观评价FDI对我国自主创新能力的影响。
一、文献回顾
(一)FDI技术外溢效应理论综述
关于FDI对特定国家特定时期技术外溢效应存在与否的实证研究,学者们得出了不同的结论。Broenstein(1998)利用1970～1989年69个发展中国家的跨国资料进行实证研究,BeataSmarzynskaJavoreik(2004)通过对Lithuanian1996～2000年企业层面数据的分析,认为FDI存在技术外溢。国内学者姚洋(1995)、张雪倩(2003)、余作斌(2007)等认为FDI产生了正向显著的外溢效应。王飞(2003)、刘志彪(2006)及黄日福(2007)等则认为FDI并没有产生明显的技术外溢效应。
(二)FDI与自主创新实证研究综述
Blomstnn(1989)选用墨西哥1965～1984年的行业时间序列数据,检验了某些特定产业内外资的进入对当地企业生产率的影响,得出了存在正溢出效应的结论。Liu等(2000)考察1991～1995年间英国制造业的行业面板数据,发现在英国制造业也存在明显的FDI正溢出效应。Damijan等(2001)对8个转型经济国家(保加亚、捷克、爱沙尼亚、匈牙利等)制造业1994～1998年间的企业面板数据进行了考察,发现罗马尼亚存在正溢出效应,捷克和波兰却存在负溢出效应,而其他国家则不存在明显的溢出效应。
国内学者蒋殿春(2004)通过比较静态分析和一个二阶段博弈模型的分析,研究了跨国公司对我国企业技术创新动机和R&D融资地位的影响,得出了FDI降低了与之竞争的本国企业的技术创新动机,恶化本地企业R&D融资地位的结论。梅妹娥,张少华,仲伟俊(2007)对FDI对拉美国家以及我国汽车工业技术创新能力影响的分析表明,FDI不会将核心和关键技术转移给东道国企业,对东道国企业自主创新能力的提升作用非常有限,甚至在一定程度上制约着其核心和关键技术创新能力的提升。
二、外商直接投资与我国自主创新关系的实证分析
1.模型指标选取及说明
在模型构建及分析过程中,主要用到了我国从1989年到2007年的专利申请数IC、FDI总量、大中型企业新产品费用CO、科研人员数TP及人均GDP,数据均来自于中国统计局网站。模型中,FDI是主要的研究变量,其余为控制变量,把专利作为衡量自主创新能力的指标是因为专利数在一定程度上能将自主创新能力数量化,比较直观地衡量自主创新能力。
2.建模
使用时间序列数据时,两个非平稳变量间的回归会造成虚假的结果,可以运用自相关函数及通过单位根检验评估变量的非平稳性,若两个非平稳变量是协整的,可以用最小二乘回归估计它们的长期关系,对回归残差进行单位根检验评估协整。若变量为非平稳且非协整的,可以检验在取变量差额以达到平稳后,再检验变量间是否存在关系。若变量为非平稳但为协整时,可以用最小二乘法估计。
(1)平稳性检验
选取单位根检验方法中的ADF检验,对时间序列进行平稳性检验。由于数据取自然对数不会改变原来的相应协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象。对上术各数据取自然对数进行平稳性检验。检验结果如下:
表1ADF单位根检验结果
注:检验形式(c,t,m)分别表示单位根检验中是否有常数项,时间趋势项,以用滞后介数。
检验结果表明:△lpat、△lco、△ltp、△lfdi、△Lrgdp在10%的显著水平下都能通过检验,证明其都是平稳序列。说明这些变量存在协整关系,有着稳定的长期趋势关系。下面对其进行协整检验。
(2)协整检验
检验lpat与lco、ltp、lfdi、Lrgdp之间是否存在协整关系。建立一元线性方程:
lpat = α lfdi +βlco +γltp +δlrgdp+ε
检验此方程的残差et平稳性,得EG(残差平稳性检验T值)= -3.137142,查协整检验的EG临界值表(根据N=5,α=0.05,T=19)可知,EG大于临界值,因而接受et非平稳性的原假设,这意味着这些变量不是协整,不能说这些变量之间存在长期均衡关系。如果彩和显著性水平α=0.10,则-3.137小于临界值,可以接受et为平稳的备择假设,即两变量是协整的。
应用计量软件Eviews5.0对模型进行回归分析方程及相关估计量下:
表2回归分析方程及相关估计量
方程为:
lpat = 0.01 lfdi(-1) +0.63 lco +0.88 ltp +0.06 lrgdp+1.7
从回归结果看,模型拟合优度较好,各解释变量与被解释变量之间都是正相关关系,说明增加人均GDP、研发资金、专业技术人员和FDI会不同程度地促进专利的发明。人均GDP和FDI对专利申请量的影响并不显著,系数分别只有0.06和0.01。
三、结论
FDI对我国的专利申请影响有,但不是很大,模型中的FDI采用的是滞后变量,说明FDI给我国自主创新带来的影响更多的是通过其间接关联效应的发挥,经过一定时间的消化吸收,FDI的溢出效应才能更充分地显现出来。直接引进也许能在短期内提高技术水平,增强自主创新能力不是立竿见影、一蹴而就的事情,自主创新能力只有反复经历消化吸收再创新这一过程才能逐渐形成。
自主技术创新能力的形成受一定时期一国经济和科技发展水平的制约,有其客观的发展规律,不能单纯依靠FDI来提高我国的自主创新能力,而是积极主动地在充分利用外资的基础上提高自主技术创新能力。FDI对我国自主创新能力是有一定的影响,其中影响最大的在于FDI进入的前期,低级技术的扩散和外溢在一定程度上提高了我国的自主创新能力,核心技术以及最新的高科技术不能依靠FDI来实现,外国企业不会将最新最高科技的技术传授给他国的。要提高我国的自主创新能力,使我国成为一个创新型国家,应该大力发展科学技术,培养创新型人才,增加创新经费的投入。
参考文献
[1]陈劲.继承创新的理论模式[J].中国软科学.2002(2)
[2]陈劲.从技术引进到自主创新的学习模式[J].科研管理.1994 15(2)
[3]傅家骥.技术创新学[M].北京清华大学出版社,1998
[4]刘昌年,梅强.我国高技术企业基于技术轨道的自主创新能力提升途径研究[J].科学管理研究.2006(5)
[5]汤超颖,周寄中,刘腾.企业隐性技术知识吸收模型研究[J].科研管理.2004(4)
[6]吴晓波.二次创新的进货过程[J].科研管理.1995(2)
[7]谢燮正.科技进步、自主创新与经济增长[J].中国工程师.1995(5)
[8]周光召.自主创新需要长期坚持的国策[EB/OL].第四届中国科学家论坛.2005
【关键词】 FDI;自主创新;技术外溢
自主创新能力是一国经济发展的灵魂,唯有具备自主创新能力,一个国家才能保持经济的可持续发展。近年来,中国吸收外商直接投资保持平稳发展,外资质量和水平不断提高,促进国民经济和社会发展。综合考虑影响我国自主创新能力的多种因素,通过实证研究探讨FDI对我国自主创新能力的影响,并比较分校多种因素对我国自主创新能力的不同影响,以客观评价FDI对我国自主创新能力的影响。
一、文献回顾
(一)FDI技术外溢效应理论综述
关于FDI对特定国家特定时期技术外溢效应存在与否的实证研究,学者们得出了不同的结论。Broenstein(1998)利用1970～1989年69个发展中国家的跨国资料进行实证研究,BeataSmarzynskaJavoreik(2004)通过对Lithuanian1996～2000年企业层面数据的分析,认为FDI存在技术外溢。国内学者姚洋(1995)、张雪倩(2003)、余作斌(2007)等认为FDI产生了正向显著的外溢效应。王飞(2003)、刘志彪(2006)及黄日福(2007)等则认为FDI并没有产生明显的技术外溢效应。
(二)FDI与自主创新实证研究综述
Blomstnn(1989)选用墨西哥1965～1984年的行业时间序列数据,检验了某些特定产业内外资的进入对当地企业生产率的影响,得出了存在正溢出效应的结论。Liu等(2000)考察1991～1995年间英国制造业的行业面板数据,发现在英国制造业也存在明显的FDI正溢出效应。Damijan等(2001)对8个转型经济国家(保加亚、捷克、爱沙尼亚、匈牙利等)制造业1994～1998年间的企业面板数据进行了考察,发现罗马尼亚存在正溢出效应,捷克和波兰却存在负溢出效应,而其他国家则不存在明显的溢出效应。
国内学者蒋殿春(2004)通过比较静态分析和一个二阶段博弈模型的分析,研究了跨国公司对我国企业技术创新动机和R&D融资地位的影响,得出了FDI降低了与之竞争的本国企业的技术创新动机,恶化本地企业R&D融资地位的结论。梅妹娥,张少华,仲伟俊(2007)对FDI对拉美国家以及我国汽车工业技术创新能力影响的分析表明,FDI不会将核心和关键技术转移给东道国企业,对东道国企业自主创新能力的提升作用非常有限,甚至在一定程度上制约着其核心和关键技术创新能力的提升。
二、外商直接投资与我国自主创新关系的实证分析
1.模型指标选取及说明
在模型构建及分析过程中,主要用到了我国从1989年到2007年的专利申请数IC、FDI总量、大中型企业新产品费用CO、科研人员数TP及人均GDP,数据均来自于中国统计局网站。模型中,FDI是主要的研究变量,其余为控制变量,把专利作为衡量自主创新能力的指标是因为专利数在一定程度上能将自主创新能力数量化,比较直观地衡量自主创新能力。
2.建模
使用时间序列数据时,两个非平稳变量间的回归会造成虚假的结果,可以运用自相关函数及通过单位根检验评估变量的非平稳性,若两个非平稳变量是协整的,可以用最小二乘回归估计它们的长期关系,对回归残差进行单位根检验评估协整。若变量为非平稳且非协整的,可以检验在取变量差额以达到平稳后,再检验变量间是否存在关系。若变量为非平稳但为协整时,可以用最小二乘法估计。
(1)平稳性检验
选取单位根检验方法中的ADF检验,对时间序列进行平稳性检验。由于数据取自然对数不会改变原来的相应协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象。对上术各数据取自然对数进行平稳性检验。检验结果如下:
表1ADF单位根检验结果
注:检验形式(c,t,m)分别表示单位根检验中是否有常数项,时间趋势项,以用滞后介数。
检验结果表明:△lpat、△lco、△ltp、△lfdi、△Lrgdp在10%的显著水平下都能通过检验,证明其都是平稳序列。说明这些变量存在协整关系,有着稳定的长期趋势关系。下面对其进行协整检验。
(2)协整检验
检验lpat与lco、ltp、lfdi、Lrgdp之间是否存在协整关系。建立一元线性方程:
lpat = α lfdi +βlco +γltp +δlrgdp+ε
检验此方程的残差et平稳性,得EG(残差平稳性检验T值)= -3.137142,查协整检验的EG临界值表(根据N=5,α=0.05,T=19)可知,EG大于临界值,因而接受et非平稳性的原假设,这意味着这些变量不是协整,不能说这些变量之间存在长期均衡关系。如果彩和显著性水平α=0.10,则-3.137小于临界值,可以接受et为平稳的备择假设,即两变量是协整的。
应用计量软件Eviews5.0对模型进行回归分析方程及相关估计量下:
表2回归分析方程及相关估计量
方程为:
lpat = 0.01 lfdi(-1) +0.63 lco +0.88 ltp +0.06 lrgdp+1.7
从回归结果看,模型拟合优度较好,各解释变量与被解释变量之间都是正相关关系,说明增加人均GDP、研发资金、专业技术人员和FDI会不同程度地促进专利的发明。人均GDP和FDI对专利申请量的影响并不显著,系数分别只有0.06和0.01。
三、结论
FDI对我国的专利申请影响有,但不是很大,模型中的FDI采用的是滞后变量,说明FDI给我国自主创新带来的影响更多的是通过其间接关联效应的发挥,经过一定时间的消化吸收,FDI的溢出效应才能更充分地显现出来。直接引进也许能在短期内提高技术水平,增强自主创新能力不是立竿见影、一蹴而就的事情,自主创新能力只有反复经历消化吸收再创新这一过程才能逐渐形成。
自主技术创新能力的形成受一定时期一国经济和科技发展水平的制约,有其客观的发展规律,不能单纯依靠FDI来提高我国的自主创新能力,而是积极主动地在充分利用外资的基础上提高自主技术创新能力。FDI对我国自主创新能力是有一定的影响,其中影响最大的在于FDI进入的前期,低级技术的扩散和外溢在一定程度上提高了我国的自主创新能力,核心技术以及最新的高科技术不能依靠FDI来实现,外国企业不会将最新最高科技的技术传授给他国的。要提高我国的自主创新能力,使我国成为一个创新型国家,应该大力发展科学技术,培养创新型人才,增加创新经费的投入。
参考文献
[1]陈劲.继承创新的理论模式[J].中国软科学.2002(2)
[2]陈劲.从技术引进到自主创新的学习模式[J].科研管理.1994 15(2)
[3]傅家骥.技术创新学[M].北京清华大学出版社,1998
[4]刘昌年,梅强.我国高技术企业基于技术轨道的自主创新能力提升途径研究[J].科学管理研究.2006(5)
[5]汤超颖,周寄中,刘腾.企业隐性技术知识吸收模型研究[J].科研管理.2004(4)
[6]吴晓波.二次创新的进货过程[J].科研管理.1995(2)
[7]谢燮正.科技进步、自主创新与经济增长[J].中国工程师.1995(5)
[8]周光召.自主创新需要长期坚持的国策[EB/OL].第四届中国科学家论坛.2005