2018我国西部服务业发展对城乡协调影响的实证研究
摘要：外国直接投资(FDI)对东道国提高生产率、增强国内产业的竞争力具有重要贡献。FDI在对中国经济增长做出贡献的同时，是否也促进了中国技术创新能力的提高}文章运用协整与格兰杰因果检验方法考察了1990—2005年流入中国的FDI和专利授权量之间的关系。研究结果表明，FDI流量与专利授权量存在长期稳定的均衡关系，但FDI流量对专利授权量的贡献在短期内是不明显的。FDI流入类型、中国企业的吸收能力以及FDI与中国企业的互动关系是造成这一现象的主要原因。http://关键词：外国直接投资；技术创新能力：协整；格兰杰因果检验http://
一、研究背景
中国改革开放30年来， FDI对中国经济发展起到了十分重要的推动作用。FDI给东道国带来的最大利益就是技术转移与技术扩散。研究表明，外国投资者会给东道国企业带来新的或者经过改善的管理技(AllardLundborg，1998：45)。众多广泛进行国际投资的国家，比那些很少进行国际投资的国家拥有更多的向技术发达国家学习的机会。http://
一些实证研究表明，流人发达国家(如澳大利亚、英国和美国)的FDI都存在正向的技术扩散效应(Caves，1974；Haskel ef a1．，2002；Keller and Yeaple，2003)。对于流入发展中国家的FDI技术扩散效应却很难得到～致的结论。Haddad和Ha耐son(1993)、Aitken和Harrison(1999)、Djankov和Hoekman(2000)以及Konings(2001)等人的研究表明，FDI在摩洛哥、委内瑞拉、捷克、保加利亚、罗马尼亚和波兰等发展中国家不存在技术溢出效应。而BlomstromPersson(1983)、KokkoZeian(1994)和Kokko(1996)等人的研究发现，FDI的技术扩散效应假设在乌拉圭、印度尼西亚、墨西哥等国成立。http://
国内学者对于FDI技术溢出效应的研究，已经有大量的文献。蒋殿春(2004)通过比较静态分析，认为FDI带来的竞争效应往往会恶化国内企业研发融资能力，其总体结论是，在大多数情况下，跨国公司带来的竞争冲击将会弱化我国企业的研发动机和能力。王晓红和胡景岩(2006)认为．FDI的技术溢出效应是发展中国家利用跨国公司投资增强自主创新能力，实现产：业快速升级，经济跨越式发展所产生的一个最重要的效应。冼国明和薄文广‘(2006)的研究表明，FDI对于中国各地区的技术创新会发挥积极的影响，但这种影响受到人力资本、各地区的基础设施、市场经济得以顺利运行的制度环境、法制环境等“门槛”效应的影响。陈柳(2007)通过1987—2003年长三角地区的面板数据分析了本土技术创新能力和FDI技术溢出对该区域经济增长的作用，其结论认为，考虑到本土创新因素之后，FDI技术溢出不再表现出对经济增长的显著正面作用；而本土创新能力对该地区的经济增长却存在显著的正相关关系。http://
从以上文献回顾可以发现，以往的研究侧重于考察是否存在以及存在正向或负向的FDI技术溢出效应。FDI在对中国经济增长做出贡献的同时，是否也促进了中国技术创新能力的提高?本文正是基于这一视角，运用实证方法来考察FDI与中国创新能力之间的关系。http://
二、变量、数据与方法http://
1．变量与数据
本文选取FDI流量和专利授权数作为替代指标来研究FDI对创新能力的影响。在此，我们以中华人民共和国国家统计局公布的实际利用的外商直接投资金额作为变量FDI的指标。由于实际外商直接投资额的原始数据是以美元标价，因此我们把当年的FDI原始数据转换成以人民币标价的外国直接投资额(RFDI)，然后对该数值取对数(LNRFDI) (见表1)，并得到该变量随时间变化的趋势图(见图1)。，http://
对于创新能力，我们选用1990一2005年国家知识产权局授权的专利数量作为替代指标。其中，专利数量包含了发明(Invention)、实用新型(Utility model)和外观设计(Design)。对该指标取对数后得到的趋势图见图2。本研究之所以不选择专利申请数而选择专利授权数，基于以下两点理由q’：(1)专利申请经过审查程序，就进入授权阶段。然而，并非所有的专利申请都能批准为专利。从中人民共和国科技部公布的专利申请数和授权数来看，二：者之问具有较大的差异(见表2)。(2)从专利申请的结果来看，授权的专利比申请的专利更具有新颖性。作为创新能力的代替指标也更为恰当。http://
从图1和图2可以看出，在对RFDI和PTN取对数之后，二者具有随时问变化的趋势，因而是非平稳时间序列。也就是说，在数据中存在单位根。在这种情况下，使用传统的估计技术(基于古典假没的关于扰动项的性质)将会导致不正确的推论(Rao，1994)，这潜在的导致了无意义或者伪造的结果(Granger and Newbold，1974；Harris，1995)。随着时间序列分析的发展，学者们(Engleand Gral，ger，1987；Johansen，1988)提倡把协整技术作为估计包括非平稳变量模型的适当的方法。http://
三、计量分析与结果说明
1．单位根检验
在进行协整分析之前，必须先检验变量是否是平稳的。采用Dickey—Fuller的ADF检验方法，对前面表l的数据LNRFDI和LN盯N及其一阶差分变量DLNRFDI和DLNJ；)rrN进行平稳性检验，结果见表3。http://
表1 样本数据FDl(1990—2005年)
年份FDI(亿美元) FEX RFDI(亿元) LNRFDI P1N(件) LNPTN
1990 34．8700 4．7832 166．7902 5．1167 22588 10．0252
1991 43．6600 5．3233 232．41 53 5．4485 24616 10．1112
1992 lIO．0700 5．5146 606．9920 6．4085 31475 10．3569
1993 275．1500 5．762I) 1585．4143 73686 62127 11．0369
1994 337．67()o 8．6187 29lO．2764 7．9760 43297 10．6758
1995 375．2100 8．3510 3133．3787 8．0499 45064 lO．7158
1996 417．2600 8．3142 3469．183l 8．1517 43780 10．6869
1997 452．5700 8-28983751．7148 8．2300 50992 10．8394
1998 454．6300 8．2791 3763．9272 8．2332 67889 11．1256
1999 403．1900 8．2783 3337．7278 8．1130 lool56 11．5145
2000 4ar7．1500 8．2784 3370．5506 8．1228 105345 11．5650
200l 468．7800 8．2770 3880．092l 8．2636 11425l 11．6462
2002 527．4300 8．2770 4365．538l 8 3815 l 32399 11．7936
2003 535．0467 8．2770 4428．5815 8 3958 182226 12．1130
2004 606．2998 8．2768 50i8．2222 8．5208 190238 12．1560
2005 603．2459 8．】917 4941．6()94 8．5054 2l 4()oo 12．2737http://
资料来源：中宏数据库。
《国际贸易问题》2008年第12期
表2专利申请受理与授权分布情况
受理授权
(单位：件)
发明实用新型外观设计合计发明实用新型外观设计
lol37 27615 3717 22588 3838 16952 1798
11423 33282 5335 24616 4122 17327 ’3167
14409 44369 8357‘ 31475 3966 24060 3449
19667 47538 10071 62127 6528 46717 8882
19067 45511 13157 43297 3883 32819 6L595
21636 43741 176鹋45064 3393 3047l 11200
28517 49604 24614 43780 2976 27171 13633
33666 50129 30413 50992 3494 27338 20160
35960 51397 34632 67鹊9 4733 33902 29254
36694 57492 40053 100156 7637 563鹋3615l
51747 68815 50120 105345 12683 54743 37919
63204 79722 60647 11425l 16296 54359 43596
80232 93139 79260 132399 21473 57484 53442
105318 109115 94054 182226 37154 68906 76166
130133 112825 110849 190238 49360 70623 70255 1塑!一!!!!!!二——一二一二型!!!!～二～二一——一：一一
资料来源： 《中国科技统计年鉴》。http://
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