ODI对我国技术创新能力的影响--全国及区域层面的面板数据分析

ODI对我国技术创新能力的影响--全国及区域层面的面板数
据分析
吴建军;黄飞霞;仇怡
【摘要】作为国际技术扩散的有益载体，对外直接投资已成为提升母国技术创新能力的重要途径。

文章运用2003—2012年我国30个省（直辖市、自治区）的面板数据，检验ODI对我国技术创新能力的影响。

研究结果表明：ODI对我国高、中、低创新能力地区的技术创新能力存在明显的提升作用，且影响程度逐渐减小，而FDI对我国区域技术创新能力的影响存在明显差异；研发资本存量对我国创新能力有显的提升作用，且大于FDI和ODI对技术创新能力的影响。

%As a useful carrier of international technological diffusion,outward direct investment has become an important way to enhance the technological innovation capability of the mother country. Using provincial panel data from 2003 to 2012 in China,this paper examines the effects of ODI on China's technology in-novation ability. The empirical results show that ODI has a significant promotion effect on all areas with high,medium or low innovation ability,but the influence degree decreases gradually. And FDI has a dif-ferent effect on China’s regional techno logy innovation ability. The effect of R&D capital stock on China's technology innovation ability is significant,and goes further than the effect of FDI and ODI.
【期刊名称】《广西财经学院学报》
【年(卷),期】2015(000)002
【总页数】5页(P8-12)
【关键词】ODI;技术创新;FDI;R&D投入;专利授权
【作者】吴建军;黄飞霞;仇怡
【作者单位】湖南科技大学商学院，湖南湘潭 411201;湖南科技大学商学院，湖南湘潭 411201;湖南科技大学商学院，湖南湘潭 411201
【正文语种】中文
【中图分类】F831.7
经济全球化背景下，一国技术创新能力的提升不仅依赖于本国自主研发，还应充分利用各种国际技术外溢渠道。

通过对外直接投资（Outward Direct Investment，即ODI）主动接近先进技术的发源地，学习发达国家的先进技术最终实现自主创新，是发展中国家提高本国创新能力的有效途径。

大量研究成果表明，对外直接投资是国际技术扩散的重要载体，它能有效地提升母国的技术创新能力：一方面，跨国企业可以通过ODI和当地企业分摊研发成本，进而使母国集中财力研发核心项目；另一方面，通过ODI充分利用东道国的先进技术及各种资源，及时了解世界最新技术的发展方向，提高研发效率，进而促进技术创新能力的提高（Kogut and Chang，1991；Teece，1992；Neven&Siotis，1996；Siotis，1999；Branstetter，2000；Fosfuri & Motta，2001；Pottelsberghe & Lichtenberg，2001；Driffield & James，2003）［1-8］。

近年来我国改革开放进程不断深入，ODI规模逐年递增，其逆向技术溢出效应也日益明显，越来越多的学者开始关注ODI对母国技术进步的影响，产生了系列具有代表性的研究成果。

国内关于ODI逆向技术溢出效应的研究成果颇多，而关于ODI与技术创新关系的文献相对较少，代表性的文献主要有：白洁（2009）、陈菲琼等（2010）、
周春应（2009）、刘伟全（2010）、汪斌等（2010）、朱彤等（2012）、沙文
兵（2012）、陈菲琼等（2013）、余官胜（2013）、吴建军等（2013）［9-18］，他们分别从理论和实证方面研究了ODI的逆向技术溢出效应及其对我国创新能力的影响。

目前我国正全面部署构建开放型经济新体制，在此背景下研究ODI对本国技术创
新能力的影响，对于我国实现从贸易大国到投资大国、从商品输出到资本输出的开放型经济转型升级，实施创新驱动发展战略具有重要意义。

本文在综合已有文献的基础上，将国内研发资本、人力资本、通过ODI和FDI渠道溢出的国外研发资本
纳入同一个研究框架，以全国各省为研究对象并按照高、中、低创新能力三大区域，从全国及区域层面考察ODI对我国技术创新能力的影响，从而为我国ODI发展和自主创新能力提高提供政策建议。

关于国际 R&D技术溢出，Coe and Helpman （1995）提出了经典的国际贸易
技术外溢测度模型即CH模型［19］。

在此基础上，Pottelsberghe and Lichtenberg （2001）认为CH模型中计算国外R&D资本存量的方法存在“总
量偏差”，只反映了国际R&D资本溢出的方向，而没有反映出其密度大小，因此他们提出用贸易伙伴国总产出替代本国进口总额，即LP模型［7］。

由此，这两
个模型成为了国际技术溢出效应研究的基础。

就所搜集的文献来看，大多数技术外溢的实证分析都是在这两个模型的基础上扩展和丰富起来的。

同样，本文的研究也将基于这两个模型展开。

根据Cobb-Douglass生产函数：Y=AKαLβ，其中Y代表产出，A代表技术水平，K和L分别为资本和劳动投入，α和β分别表示资本和劳动的产出弹性。

我们以创新产出能力P为被解释变量，以国内研发资本、通过外溢渠道获得的国外研发资
本和人力资本为解释变量，构建模型测度ODI对我国技术创新能力的影响。

同时，为比较“引进来”和“走出去”两种对外开放政策对我国技术创新能力的不同影响，
本文将国外研发资本分为通过FDI和ODI两种技术溢出渠道获得的国外研发资本，由此建立如下模型：
其中P代表我国i省t时期的技术创新S 产出=R能D
iti 2003力，用专利授权量表示；SRDit代表我国i省t时期的技术创新投入水平，用研发资本存量来衡量；SODIit和SFDIit分别表示我国i省t时期通过对外直接
投资和吸引外商直接投资所获得的国外研发资本存量；Hit表示我国i省t时期的
人力资本存量。

i代表我国各个省、直辖市、自治区，t代表各年度，αit代表常数项，ξit代表随机干扰项。

考虑到我国直到2003年才开始规范对外直接投资统计制度，并正式发布《中国对外直接投资统计公报》，本文选取2003—2012年为研究期间，以全国30个省、直辖市、自治区为研究对象（因无法获取西藏地区的相关数据，这里暂不将其纳入研究范围）。

根据我国对外直接投资区域分布的特点以及各国R&D资本存量的情况，同时考虑到数据的可获得性，本文选取美国、英国、加拿大、德国、澳大利亚、俄罗斯、新加坡、日本、韩国、南非、泰国和中国香港12个代表性国家和地区来估算通过国际投资获得的国外R&D资本存量①截至2012年底，我国在以上12
国（地区）的对外直接投资存量达3833亿美元，占我国对外直接投资总量的72%。

选取的变量与数据说明如下：
（1）创新产出能力P。

关于创新产出能力，目前使用较多的指标主要是新产品销
售收入和专利产出水平。

新产品销售收入能较为客观地反映科技成果转化和创新能力的市场价值，但由于缺乏衡量新产品中技术含量的标准体系，存在无法量化其中包含实际创新能力的问题；而专利既能直观反映技术创新水平，且数据获取相对容易。

此外，随着我国知识产权保护法的完善以及人们知识产权保护意识的提高，越来越多的个人或企业对其科研成果申请专利保护。

同时，考虑到并非所有申请的专利都能得到批准，我们认为专利授权量更能客观地反映出我国的创新产出水平。

因
此，本文采用专利授权量作为我国创新产出能力的代理变量，各省的相关数据来源于各年的《中国科技统计年鉴》。

（2）国内研发资本存量SRD。

首先从各年的《中国科技统计年鉴》获取我国
R&D经费支出数据，然后采用永续盘存法计算出各省市各年的研发资本存量［20］。

计算公式为：，其中，=代（1 表 - δ i ）省SRtD时id t- 期
1+的RD研Sit R发D资id t =本（1存 - 量δ ，代+R表Diti省t-1S时
R期Did t的=研（1发 - 资δ ）本SR存D量id t -1，+代表i省t
时期的研发经费支出，δ为研发资本存量折旧率，本文参照CH （1995）计算结果，取值5%。

关于基期研发资本存量，根据Griliches（1980）提出的方法来计算：id其 2003中=/为（g）i+省δ2003年的研发经费支出，为=RiD省i 200230/0（g3）+年δ的研发资本存量，g为我国各省市2003—2012年R&D
经费支出取对数后的平均增长率。

为了消除价格因素对实证结果的影响，用各省市消费者格指数（CPI）对其进行平减，折算成以2003年为基期的不变价格。

（3）人力资本存量H。

国际R&D资本的技术外溢与扩散，都离不开人对先进技
术的获取、消化、吸收和利用。

归根究底，国际R&D技术溢出对本国经济发展和技术进步的作用关键还得靠人来实现。

在参考前人研究的基础上，考虑到数据的可获得性，我们采用平均受教育年限法来计算我国的人力资本存量。

将我国的受教育程度分为小学、中学、高中和大专及以上四个级别，对应的受教育年限分别设为6、9、12和16年，人力资本存量H则为各级教育年限的加权平均，其公式为：H= （a* 6 + b *9 + c * 12 + d *16） /100。

其中，a、b、c和d分别
表示各级受教育程度的人数占总人数的比重，相关数据来源于历年的《中国劳动统计年鉴》。

（4）ODI渠道溢出的国外研发资本存量SODIit。

参照LP模型的计算方法，由于本文使用的省际面板数据，因此在测算通过ODI溢出到各省的国外研发资本存量
时分两步：第一，根据公式计算t时期通过ODI溢出到全国的国外研发资本存量
总额即SODIct。

其中ODIjt表示t时期我国流向j国（地区）的对外直接投资存量，数据来源于各年的《中国对外直接投资统计公报》；Yjt表示t时期j国（地区）的GDP，数据SODI =Σn ODIjtSd来源于各年的《国际统c计t 年鉴Y》；jt表示j国（地区）t时j= 1jt期的国内研发资本存量，虽无法直接获得，但可以采取与国内研发资本存量相同的计算方法进行估算。

第二，根据各省ODI
存量在全国ODI存量所占的比重，计算t时期通过ODI溢出到各省的国外研发资本存量其中，ODIit表示我国i省t时期的对外直接投资存量，ODIct表示全国t
时期的对外直接投资存量，各省市ODI数据来源于各年度的《中国对外直接投资
统计公报》。

n表示我国对外直接投资的国家（地区）数量。

（5）FDI渠道溢出的国外研发资本存量SFDIit。

与上述计算通过ODI渠道溢出的国外研发资本存量的方d法相同，先利用公jt计算t时期通过FDI溢出到全国的
国外研发资本存量SFDIct。

其中FDIjt表示t时期j国（地区）对我国FD的I直
接投资资本存Σn量，Yjt表示j国（地区）StF时DI期c t= 的t表示j国（地j= jt区）t时期的国内研发资本存量，n表示对我国进行直接投资的国家（地区）数量。

然后，根据各省FDI存量在全国FDI存量所占的比重，计算t时期通过FDI 溢出到我国各省的国外研发资本存量，公式为：，其中，FDIit表示我国i省t时
期
的外商直接投资存量，FDIct表示全国t时期的外商直接投资存量。

相关数据来源同上。

（一）基于全国层面的面板分析①由于篇幅所限，本文没有详细列出实证分析所使用的面板数据。

首先，在式（1）的基础上，从全国层面探讨ODI对我国技术创新能力的影响，研究结果如表1所示。

由回归结果可知，调整后的可决系数为0.985 85，且F统计
量通过了显著性检验，表明模型整体拟合效果较好。

根据回归结果，我们发现：（1）SRD、SODI和H系数均为正，说明国内研发资本投入、通过ODI渠道溢出的国外研发资本和人力资本对我国创新能力有明显的提升作用；而SFDI系数为负，说明通过FDI渠道溢出的国外研发资本对我国创新能力有阻碍作用。

（2）SRD的系数最大，表明提高我国技术创新能力的关键仍在于本国的研发资本存量，我国研发资本存量每增加1%，将促进专利授权量增加1.368 234%。

（3）比较ODI和FDI对我国区域创新能力的影响程度可知，ODI的逆向技术溢出效应还不是很大，通过ODI渠道溢出的国外研发资本存量每增加1%，国内专利授权量则增加0.094 666%。

可见随着我国对外直接投资规模的扩大，ODI逆向技术溢出效应作用逐渐凸显，但对我国技术创新的作用还比较小，未来还有很大的提升空间。

而FDI的
技术溢出效应却与我国创新产出能力呈负相关，这可能与到中国进行投资的跨国公司实施知识产权保护战略密切相关。

（二）基于区域层面的实证分析
由于我国对外直接投资存量和专利授权量的分布存在明显的区域差异，为深入考察ODI对我国区域技术创新能力的影响，本文根据《中国区域创新能力报告2012》的研究结果［21］，依据创新能力的高低将我国分为高创新能力地区（江苏、广东、北京、上海、浙江、山东）、中创新能力地区（天津、辽宁、安徽、湖南、湖北、四川、重庆、陕西、河北、福建、内蒙古、河南）和低创新能力地区（黑龙江、江西、海南、广西、贵州、吉林、山西、新疆、甘肃、云南、青海、宁夏）三大区域。

由于高创新能力地区只包含6个省市区，为减少样本中可能存在的序列相关
和异方差问题，这里采用似不相关回归（SUR）方法进行检验，结果如表1所示。

从实证分析的结果来看，调整后的可决系数都在0.95以上，F统计量都通过了显
著性检验，表明模型的拟合效果较好。

根据表1的回归结果，可以得到以下结论：第一，ODI显著促进了三大区域的技术创新能力，但同时存在明显的区域差异。

从影响程度来看，ODI逆向技术溢出对高创新能力地区的影响最大，通过ODI溢
出的国外研发资本每增加1%，以专利授权量为表征的创新能力将提高0.287 6%，远远高于全国平均水平；中创新能力地区次之，但略高于全国平均水平；对低创新能力地区的影响最小，且低于全国平均水平。

可见，ODI的技术创新效应确实存在，且存在明显的区域差异，这可能与各区域对外直接投资规模、经济发展水平以及自主创新能力密切相关。

从三大区域的对外直接投资规模来看，截至2012年底，我国各省市区非金融类对外直接投资存量为1240亿美元，其中高创新能力地区占60.82%，中创新能力地区占25.11%，低创新能力地区占14.07%；从R&D经费投入来看，高创新能力地区的R&D经费投入是低创新能力地区的7.2倍；从专利授权量来看，高创新能力地区的专利授权量是低创新能力地区的11.5倍。

第二，FDI对我国创新能力的影响存在区域差异。

虽然从全国范围来看，FDI阻碍了我国技术创新能力的提升，但是从区域层面来看，FDI对高、低创新能力地区的技术创新存在微弱的促进作用，但不显著；对中创新能力地区的技术创新存在抑制作用，但不显著。

尽管目前关于FDI的技术创新效应尚未达成一致意见，但普遍
认为其大小与东道国的经济发展水平和创新能力有关。

第三，地区研发资本对三大区域的技术创新能力有显著促进作用。

就其影响大小来看，地区研发资本存量对低创新能力地区的影响最大，高创新能力地区次之，中创新能力地区最小，这说明低创新能力地区对研发资本的依赖更大。

就与溢出的国外研发资本比较而言，各区域研发资本存量对其创新能力的影响都要大于通过FDI
和ODI渠道溢出的国外研发资本，这也再次证明自主研发仍是提高区域创新能力
的主要动力。

此外，人力资本存量也显著提高了各区域的技术创新能力，就影响大小来看，中创新能力地区最大，高创新能力地区次之，低创新能力地区最小。

本文在借鉴经典技术溢出测度模型的基础上，运用我国2003—2012年的省际面
板数据检验ODI对我国技术创新能力的影响。

实证分析发现：从全国层面来看，
ODI对我国技术创新能力具有显著地提升作用，ODI的逆向技术溢出效应对我国
创新能力的影响比FDI的技术创新效应大。

这表明，我国在实施改革开放政策时，不仅要加快“走出去”的步伐，更应该加大对R&D资本密集的区域投资，强化ODI对我国技术创新能力的促进作用。

从区域层面来看，ODI的技术创新效应存
在区域差异，对高、中、低创新能力地区的影响依次递减。

可见，我国在坚持对外开放政策，充分利用国际R&D资源的同时，必须坚持加大国内研发经费的投入，提高我国的自主创新能力。

开放经济条件下，我国今后应尽可能利用对外直接投资渠道溢出的先进技术，进一步提升我国的自主创新能力。

首先，政府应合理规划ODI发展，提高逆向技术溢
出水平。

调整对外直接投资进入方式，鼓励实力雄厚的企业以跨国并购方式开展对外直接投资活动，引导企业开展技术寻求型的对外直接投资；鼓励企业加大对研发资本密集区域的投资，特别是加大对美国、日本、英国等发达国家的投资力度；采取差异化政策措施，鼓励并引导高、中创新能力地区企业向技术聚集的发达国家进行投资，加大对高技术行业的投入力度；对低创新能力地区则以培养吸收能力为主要任务，为有效吸收ODI的技术创新效应创造条件。

其次，应进一步提升我国特
别是落后地区的人力资本水平，加大有效研发投入，全面提高母国的吸收能力与自主创新能力。

加大国家对教育的投入力度，提高教育经费投入占GDP的比重；采取差异化策略，创造良好的环境留住现有人才和吸引外来人才，以提高各区域人力资本积累能力；继续增大研发投入强度和对基础研究的投入，出台相关政策激励企业加大对研发的投入。

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