1、外資研發與大中型企業技術創新能力    內容摘要本文利用中國產業層面的面板數據,運用混合組間均值估計方法對外資研發與中國大中型企業技術創新之間的關系進行了面板協整檢驗(Panel Data Cointegration)和估計。新的檢驗方法表明,無論是以新產品開發項目數,還是以專利申請數來衡量國內企業的技術創新產出,協整檢驗統計量都在1% 的水平下顯著,表明外資研發與國內企業專利申請之間存在長期的均衡關系。同時,誤差修正模型表明短期內外資研發與國內企業技術創新的波動向長期均衡調整的幅度為528%,且短期內各個行業對長期均衡的反饋程度各不相同。 關鍵詞外資研

2、發;技術創新能力;面板協整檢驗 R&D Investment of Foreign Company and Technological Innovation of Large and Me dium-sized Enterprises in China: Based on Panel Cointegration Test of Industry Abstract:This paper uses the Pooled Mean Group Estimator to ex plore andestimate the panel cointegration between the relat

3、ion of Foreign Direct Investm ent and Chinese Large and Medium-sized Enterprises. The result shows that the co integration statistic between them is remarkable in one percent whether domesticenterprises innovation output is measured by new product numbers developed orpatent application. Moreover, Th

4、e Error Correction Model in panel shows the sho rt-term fluctuation of Foreign Direct Investment and Chinese Large and Medium-si zed Enterprises moved towards the long-term equilibrium by the scope of 52.8 per cent, and different industry have diverse feedback to the long-term equilibrium. Key words

5、:Foreign firms R&D Investment; Technological Innov ation; Panel Cointegration 一、引 言 金融危機重創了中國沿海地區的勞動密集型產業,使得我國加工貿易制造業對美國和歐盟市 場的出口均出現了大幅地下滑。但是,從另一個角度考慮,金融危機也是一個關鍵的契機, 以汕頭地區為代表的3000多家中國玩具制造商不僅在這次金融危機中沒有一家倒閉,反而實 現了逆勢增長,訂單數同比上升了20%-60%。究其原因,是他們轉變商業模式,增強新產 品的研發和銷售,設立自己專門的研發中心,提高產品的質量和科技含量,并積極引進中國 香港

6、、美國等地的高級玩具設計師,努力創建自主品牌。中國制造業急需從低成本、低附加值、 勞動密集型出口導向型經濟,轉向以低能耗、高技術、高附加值為依賴的技術創新型經濟。 而在一國制造業從產業鏈的低端環節轉向高端環節的過程中,技術創新能力一直 處于核心的地位,一個國家產品國際競爭力的強弱在很大程度上取決于企業自主創新能力的大小。在經 濟全球化的背景下,中國面臨開放性的創新資源以及全球化的價值鏈創造過程,面對跨國公 司在中國建立研發中心的趨勢,我們尤其關注跨國公司在中國設立的研發中心是否真正促進 了中國本土企業的技術創新能力?是否存在微觀層面直接的證據? 二、文獻綜述 在經濟全球化的背景下,國內企業面對

7、的是全球性的創新資源,外資企業研發中心的設立為 國內企業在模仿、學習的基礎上進行自主創新奠定了基礎。持正面促進效應的觀點認為,外 資企業研發主要通過市場競爭和示范,技術人員流動,產業聯系,技術外溢等方式影響本土 企業的技術創新能力。冼國明、薄文廣(2005)運用行業層面的面板數據分析了外資企業對國 內企業技術創新的影響,結果發現外資企業的專利申請對中國國內企業的技術創新能力存在 積極作用。1沈坤榮和耿強(2001)利用各省FDI 與各省全要素生產率的數據作 橫截面的 相關分析,發現FDI占GDP的比重每增加一個單位,可以帶來0.37個單位的綜合要素生產率 增 長。2陳濤濤(2003)的研究發現

8、企業規模、技術差距和資本密集程度等行業特 征對外資企業的技術外溢效應產生了顯著的影響。3 但是,考慮到跨國公司的研發戰略,外資企業建立研發中心的目的是使自己的產品更貼 近市場需要,更好地實現產品市場化、本土化,而不是進行大量的高新技術和基礎性研究。 在追求利潤最大化的過程中,外資企業十分注重對核心技術的控制,通過設置技術封鎖,專 利保護等各種方式來控制核心技術的外溢。 本文認為,盡管跨國公司建立研發中心的目的之一是市場化,但是由于技術知識的非競爭性 和節約研發成本的天然動機,跨過公司海外分支機構從事研發活動,不可避免會對本國其他 企業或研究機構產生溢出效應和協作效應。Glass A.J (20

9、04)的研究表明,由于默示知識 在 研發活動中往往起到關鍵性的作用,而這種默示知識在當地企業的經濟活動中很難創造, 必須借助某種中介和渠道,外資研發可以充當這種渠道和介質,對東道國企業的研發產生極 大的潛在價值。4其次,國內產品市場競爭程度越來越激烈,廠商要保持利潤, 必須盡可 能的降低研發成本。研發中心建在本地,可以提高研發效率、盡可能的縮短研發時間,降低 研發的直接費用和技術人員成本。劉志彪,張杰(2008)的研究認為,跨國公司為了滿足全 球 消費市場多樣性以及發達國家消費者對產品質量、品種、環保、安全等更為苛刻的市場進入 標準要求,往往會通過技術轉讓、關鍵設備轉讓和專利授權等行為,協助發

10、展中國家代 工企業迅速提升自身生產工藝和產品設計能力,促使發展中國家由不具有自主創新能力的OE M 生產方式,向具有一定自主創新能力的ODM 生產方式轉移。5 綜上所述,雖然發現外資研發對中國企業技術創新的積極影響,但是我們還是缺乏來自產業 層面的直接證據以及較穩健的檢驗方法。現有研究大都從包含FDI變量的擴展生產函數出發 ,以國內企業勞動生產率為被解釋變量,進行時間序列分析或地區、行業層面分析。但結合 中國產業層面的面板數據進行面板協整檢驗的較少,特別是考慮到宏觀經濟環境以及我 國不同產業在研發經費投入和技術學習能力上的差異,外資研發與中國大中型企業技術創新 之間的關系是否會隨著時間和產業的

11、不同而發生變化?在長期內兩者的穩定關系是否會隨著 宏觀經濟環境和國際環境而變化?因此,本文結合中國產業層面的面板數據,采用新的檢驗 方法(Panel Cointegration),對外資研發與中國企業技術創新能力的長期關系進行協整 檢驗,并對其短期波動情況進行分析。 三、面板協整檢驗方法 本文目的是要檢驗產業層面的外資企業研發與國內企業技術創新之間是否存在長期的穩定關 系,即外資研發與中國大中型企業技術創新的關系是否會隨著時間和產業以及宏觀經濟環境 的變化而發生變化。由于在面板數據模型中,會出現變量非平穩性問題,即在長期內橫截面 單元中的變量會隨著時間推移,而出現波動不穩定的狀況,變量非平穩性

12、會導致虛假的估計 結果。因此,必須運用面板協整方法,面板協整模型一方面可以緩解變量的內生性問題,另 一方面可以同時考慮長期均衡和短期波動問題。 因此,本文采用的面板協整方程為: lninnoit=i+ilnfrdit+ilnabsorbit+ei,ti=1, ,N t=1,T(1) 其中,i表示各工業行業,t表示時間,lninno表示國內企業的技術創新產出,lnfrdit代表 外資企業的研發投資,Lnabsorb代表消化吸收變量。從理論上說,在異質面板數據下,可以 通過兩步回歸,構造組內、組間統計量對面板變量的長期協整關系進行檢驗。首先第一步, 根據面板數據構造每一個截面的協整方程: lnin

13、noit=i+ilnfrdit+ilnabsorbit+ei,t(2 ) 面板協整檢驗通過組內和組間平均兩個統計量來檢驗長期協整關系,組內統計量類似于對方 程(2)的殘差進行Dickey-Fuller單位根檢驗,而組間統計量是基于每個截面單元平均的單 位根檢驗。 面板協整檢驗的第二步是對殘差項進行單位根檢驗,從方程(2)中可以得到回歸殘差的差分 形式: i,t=(i-1)i,t-1+vi,t(3) 其中,i,t=i,t-ii,t是回歸方程( 2) 的估計殘差。根據Dickey-Fuller的單位根檢驗思想,要考察變量間的長期協整關系,可以 通過對殘差項的單位根檢驗來完成,就是要檢驗方程(3)的

14、參數(i-1)在統計上是否顯 著,其中: (NT-1=(Ni=1Tt=2i,t i,t-1-i)(Ni=1Tt=12 i,t-1)-1(5) NT-1=Ni=1(Tt=2 i,ti,t-1-i)(Nt=12i,t-1 )-1(6) 其中,N1均服從非對稱的標準正態分布,其中 1,2,1是兩個統計量所對應布朗 方程的均值參數。因此,通過對組內統計量和組間統計量的檢驗,可以檢驗 出兩個面板 序列數據之間是否存在長期協整關系。 四、外資研發對中國企業技術創新能力的實證分析 (一)數據與變量選擇 本文采用的是19982006年中國32個工業行業的面板數據,數據來源于中國科技統計年鑒 )和中國統計年鑒。

15、變量選擇方面,lnfrdit代表外資企業的研發投資,本文主 要 使用中國科技統計年鑒中各行業三資企業的內部研發經費投入來表示,lninno表示國內 企業的技術創新產出,用各行業國內大中型企業的新產品開發項目數Newsum和國內大中型企 業的專利申請數Lnpatent表示。Lnabsorb代表消化吸收變量。本文使用中國科技統計年鑒 中各行業國內大中型企業的消化吸收經費支出表示消化吸收變量。另外,本文使用外商直 接投資與國內大中型企業的技術開發人員的乘積項lnfrd*LnAC,來度量國內企業技術人員的 消化吸收能力。 (二)外資研發與中國企業技術創新能力的面板協整檢驗 首先,從散點圖看,lnfrd

16、與中國大中型企業的專利申請數之間存在明顯的相關關系。 其次,在做協整檢驗之前,必須對面板數據進行平穩性檢驗。在面板數據中,會出現變量非 平穩性問題,即在長期內橫截面單元中的某些變量會隨著時間推移而出現波動不穩定的狀況 ,變量非平穩性會導致虛假的回歸結果。本文利用Stata軟件首先對上述變量進行面板單位 根檢驗,檢驗結果見表1。其中,LLC,IPS、KPSS、Hadri Z單位根的檢驗結果表明:所 有變量都是不平穩變量,但是其一階差分變量是平穩變量,因此符合一階I(1)過程。 lnfrd與中國大中型企業專利申請數lnpatent的散點圖 量是時間趨勢平穩的,10%的 臨界值為0.119,5%的臨

17、界值為0.146,1%的臨界值0.216。 本文運用面板協整方法對外資企業研發與國內企業技術創新之間的長期關系進行了協整檢驗 ,具體結果見表2,表3。其中,表2是FDI與國內企業新產品開發項目數的協整檢驗,表3是F DI與國內企業專利申請數之間的協整檢驗。 Pedroni(2004)證明,當時間序列趨勢較長時,Group-statistic最為保守,拒絕度最低 ,而Group adf-statistic的拒絕度最高,其他的統計量表現得不夠穩定。6因此 ,在面板 數據協整檢驗中,一般重點考察組間和組間ADF兩個統計量。從本文表2、表3的檢驗結果 來看,Panel adf-stat和Group a

18、df-stat均在1% 的顯著水平拒絕原假設,說明外資研發和 國內企業自主創新之間存在長期的均衡關系。而從其他的檢驗指標看,無論是在沒有個體效 應,沒有時間趨勢的條件下或是沒有個體效應,有時間趨勢的條件下,還是在有個體效應、 有時間趨勢的條件下,Panel pp-statistic、Group-statistic 、Group pp-statistic都 在1% 的水平下拒絕原假設,表明無論是以新產品開發項目數,還是以專利申請數來衡量的 國 內企業技術創新產出,外資研發與國內企業自主創新都存在長期均衡關系。綜合上述檢驗結 果,可以得出結論:在長期內,外資企業研發存量與國內企業技術創新之間存在面板協整關 系。從現實經濟看,外資研發主要從以下方面促進本土企業技術創新能力的提升:一是提升 當地產品的制作工藝,從產品升級和工藝升級的角度,外國分支機構的調適性研發和某些針 對當地市場的創新性研發可以直接提升國內相關產業的工藝和產品水平;二是密切與本土企 業之間的產業聯系,而產業聯系主要通過兩種途徑實現:(1)外資企業對產品質量的嚴格 要求、及時送貨等,會激勵國內供應商提高自