跨國公司研發(fā)投資對貴州省經(jīng)濟(jì)增長的影響

臧秀蓉

（東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，江蘇南京 211189）

跨國公司研發(fā)投資對貴州省經(jīng)濟(jì)增長的影響

臧秀蓉

（東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略研究中心，江蘇南京 211189）

采用影響機(jī)制分析、單位根檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及誤差修正模型的方法，對1992-2011年跨國公司研發(fā)投資影響貴州經(jīng)濟(jì)增長的情況進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，跨國公司研發(fā)投資與貴州經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而且兩者之間互為Granger因果關(guān)系；跨國公司在貴州的研發(fā)投資促進(jìn)了貴州經(jīng)濟(jì)的增長，而貴州經(jīng)濟(jì)的增長也帶動了跨國公司在貴州的研發(fā)投資，兩者呈正向變動關(guān)系。最后根據(jù)研究結(jié)論提出了相應(yīng)的建議。

跨國公司；研發(fā)投資；西部；經(jīng)濟(jì)增長；貴州省

1 引言

對于跨國公司研發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，1989-2010年間國內(nèi)外學(xué)者提出了大量的研究成果[1-6]。其中大部分的研究結(jié)論認(rèn)為研發(fā)投資與經(jīng)濟(jì)增長之間是正向促進(jìn)的關(guān)系，也有少數(shù)研究認(rèn)為兩者的正向關(guān)系不明顯。

由此可見，目前學(xué)者們的研究范圍都比較寬泛，比如以某幾個發(fā)展中國家、拉美地區(qū)、東亞地區(qū)或以中國為研究對象，而小范圍的研究，特別是以我國貴州省為對象的研究較少。

自20世紀(jì)90年代初以來，貴州省引進(jìn)跨國公司研發(fā)投資與自身經(jīng)濟(jì)增長均取得了顯著成績，跨國公司研發(fā)投資的影響怎樣？反作用力如何？兩者之間是否存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系或者其他關(guān)系？本文利用EViews6.0和SPSS16.0計量分析工具對跨國公司研發(fā)投資與貴州省經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，以期得出一些結(jié)論。

2 影響機(jī)制

跨國公司研發(fā)投資影響貴州經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制有以下3個方面。

2.1 先進(jìn)技術(shù)的擴(kuò)散效應(yīng)

技術(shù)是推動貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展最為關(guān)鍵的要素之一。貴州省既沒有研發(fā)技術(shù)的強(qiáng)大能力，又缺乏引進(jìn)技術(shù)的資金。因此，通過跨國公司研發(fā)投資獲得國外技術(shù)是十分重要的途徑。無論是古典經(jīng)濟(jì)增長理論還是新經(jīng)濟(jì)增長理論，都認(rèn)為技術(shù)是誘導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素?？鐕狙邪l(fā)投資轉(zhuǎn)移技術(shù)的途徑主要有研發(fā)中心的設(shè)立、中間產(chǎn)品的當(dāng)?shù)厣a(chǎn)以及產(chǎn)品的當(dāng)?shù)厣a(chǎn)。

2.2 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化也是跨國公司研發(fā)投資促進(jìn)貴州省經(jīng)濟(jì)增長的重要途徑?？鐕狙邪l(fā)投資優(yōu)化貴州省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有兩條途徑：一是外商在東道國直接設(shè)立科研企業(yè)，這些企業(yè)屬于較高的產(chǎn)業(yè)層次；二是外資企業(yè)的發(fā)展帶動?xùn)|道國相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如金融、房地產(chǎn)等。

2.3 外商資本的彌補(bǔ)效應(yīng)

在增長經(jīng)濟(jì)學(xué)家們看來，促進(jìn)GDP增長的第一位要素就是資本的積累。欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的時候往往要面臨的都是資金短缺的困境。兩缺口模型正好對這一困境做出理論解釋：跨國公司研發(fā)投資在補(bǔ)充科研資本資源以緩解一定程度的儲蓄和外匯短缺的困境方面可以發(fā)揮作用。從微觀層面上來分析，生產(chǎn)者進(jìn)行生產(chǎn)之前，首先要解決的問題就是要保證資本的充足，否則“巧婦難為無米之炊”。生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)張[7]、新廠商的設(shè)立都必須有大量資本的支持。因此，吸引跨國公司研發(fā)投資可以為貴州籌措建設(shè)資金，擴(kuò)大企業(yè)尤其是高新技術(shù)企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模，從而促進(jìn)貴州經(jīng)濟(jì)增長[8-9]。

跨國公司研發(fā)投資主要通過以上3個效應(yīng)來影響貴州省的經(jīng)濟(jì)增長，而且這3個效應(yīng)之間也互相影響，具體影響機(jī)制關(guān)系如圖1所示。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源與處理

在研究過程中，因?yàn)榭鐕狙邪l(fā)投資的數(shù)據(jù)搜集較難，所以本文有的年份是以外國直接投資作為跨國公司研發(fā)投資（FRD）的代理指標(biāo)。在研究過程中，考慮了兩個變量：貴州地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和跨國公司研發(fā)投資（FRD），實(shí)證分析中取1992-2011年的數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間，此處所用數(shù)據(jù)均來源于歷年《貴州統(tǒng)計年鑒》、《貴州對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》以及《貴州六十年》。GDP和FRD都以當(dāng)年價計算。為了消除價格波動等因素對實(shí)證研究數(shù)據(jù)的影響，各數(shù)據(jù)均以1992年貴州的CPI（居民消費(fèi)價格指數(shù)）作為基期進(jìn)行平減；為了消除匯率因素的影響，對FRD按照1992-2011相應(yīng)各年的人民幣對美元年平均名義匯率進(jìn)行了匯率換算處理。同時為了研究方便，考慮到通過對數(shù)化以后數(shù)據(jù)序列易得到平穩(wěn)序列而不改變變量的特征，并且能消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，故對變量GDP和FRD分別取自然對數(shù)，從而得到新的變量序列，分別記為LNGDP和LNFRD，其相應(yīng)的一階差分序列記為*LNGDP和*LN FRD。

設(shè)定回歸模型為lnGDP=β0+β1ln FRD+μt，式中，β0、β1是參數(shù)，μt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

研究使用的分析軟件為EViews6.0和SPSS16.0。

3.2 ADF平穩(wěn)性判斷

圖1 跨國公司研發(fā)投資影響貴州經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制圖

在對一組時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行計量研究之前有必要對其進(jìn)行一下平穩(wěn)性判斷，根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，檢查序列是否平穩(wěn)的基本辦法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)有很多方法，本文采用的ADF單位根檢驗(yàn)，這也是最常用的判斷方法。采用ADF單位根檢驗(yàn)之前，首先要通過這組時間序列數(shù)據(jù)的圖形走勢來判斷是否包括截距項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)，并采用AIC準(zhǔn)則（赤池信息準(zhǔn)則）來決定這組時間序列數(shù)據(jù)的滯后階數(shù)[10]。

從圖2可以看出，兩個變量都有一定的時間趨勢，并且顯示兩個序列的均值都不為0，所以在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時，檢驗(yàn)類型中應(yīng)包括截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)[10]。根據(jù)表1可知，LNFRD和LNGDP之間有比較高的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.814976，從統(tǒng)計層面上表明將兩者聯(lián)系起來進(jìn)行研究有一定的意義，但根據(jù)相關(guān)性檢驗(yàn)不能判斷LNFRD和LNGDP之間是否一定存在有因果關(guān)系，這就需要在下面的研究中單獨(dú)進(jìn)行一下因果檢驗(yàn)（詳見3.4 Granger因果性檢驗(yàn)部分）。

單位根檢驗(yàn)是為下面的協(xié)整檢驗(yàn)做鋪墊的，因?yàn)樵跈z驗(yàn)一組時間序列的協(xié)整性或長期均衡關(guān)系之前，應(yīng)首先檢驗(yàn)時間序列的單整階數(shù)。本文研究的變量有兩個，那么這兩個變量的單整階數(shù)應(yīng)該相同才可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。通過表2可以得到，在檢驗(yàn)類型為包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的情況下，對時間序列LNGDP和LNFRD進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得到原序列都是非平穩(wěn)序列，一階差分后的序列在10%、5%甚至1%顯著性水平下都是平穩(wěn)的，均不存在單位根，從而具有相同的單整階數(shù)，即都是I（1）序列，這滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

表1 1992-2011年我國LNFRD和LNGDP的相關(guān)系數(shù)分析

圖2 1992—2011年我國LNFRD和LNGDP的變動趨勢

表2 LNFRD和LNGDP的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整是一個強(qiáng)有力的概念，可被視為一種均衡關(guān)系性質(zhì)的統(tǒng)計表示。在短期內(nèi)，因?yàn)榧竟?jié)影響或隨機(jī)干擾，變量有可能偏離均值，如果這種偏離是暫時的，那么隨著時間推移將會回到均衡狀態(tài)；如果這種偏離是持久的，就不能說這些變量之間存在均衡關(guān)系。而協(xié)整檢驗(yàn)正式對這種均衡關(guān)系的一種檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，如CRDW檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)等。

本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對變量LNGDP和LNFRD進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4所示。

根據(jù)表3和表4，在5%的顯著性水平下（即在95%的置信度下），特征根檢驗(yàn)的統(tǒng)計結(jié)果有16.35＞15.57，相伴概率為3.13%；3.21＜5.84，相伴概率為17.24%。最大特征值統(tǒng)計量判斷結(jié)果是11.26＜14.45，相伴概率等于4.72%；5.87＞3.27，相伴概率等于14.73。特征根檢驗(yàn)和最大特征值統(tǒng)計量檢驗(yàn)都認(rèn)為兩變量LNGDP和LNFRD之間至少存在著一個協(xié)整關(guān)系，這表明跨國公司研發(fā)投資與貴州經(jīng)濟(jì)增長之間的確是有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[11]。

3.4 Granger因果性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)計量學(xué)中的常見檢驗(yàn)之一是Granger因果檢驗(yàn)（Granger causality tests），它的含義是判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因。根據(jù)上面協(xié)整檢驗(yàn)的判斷，時間序列LNGDP和LNFRD經(jīng)過一階差分后的確是存在協(xié)整關(guān)系的平穩(wěn)變量，故能夠進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)[11]。

表5的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示:在滯后兩期時，LNGDP不是LNFRD的Granger原因的相伴概率為 0.383%，LNFRD不是LNGDP的Granger原因的概率為1.761%，說明在顯著水平為5%的情況下，跨國公司研發(fā)投資與貴州省經(jīng)濟(jì)增長是互為Granger原因的關(guān)系[11-13]。

根據(jù)表6可以得到以下的協(xié)整方程：

根據(jù)上式可知，LNFRD對LNGDP影響的彈性系數(shù)為0.453，這說明LNFRD每上升1%，會帶來LNGDP上升0.453%；同理，如果LNFRD每下降1%，會帶來LNGDP下降0.453%。由此可以判斷，LNFRD對LNGDP的影響比較顯著。

3.5 誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）的形式主要有兩種：多方程和單一方程。前者是在向量自回歸模型基礎(chǔ)上建立起來的，它是由Engle和Granger共同建立的，又叫向量誤差修正模型（VECM），是一種將協(xié)整和誤差修正模型結(jié)合起來的研究方法。后者是由均衡誤差、原變量的差分變量以及隨機(jī)誤差項(xiàng)組成的[14]。

表3 特征根跡檢驗(yàn)的輸出結(jié)果

表4 最大特征值檢驗(yàn)的輸出結(jié)果

表5 LNFRD和LNGDP的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

表6 標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程系數(shù)

利用EViews6.0軟件分析得到的ECM方程：

其中，ECMt= LNFRDt-0.642 LNGDPt

通過對上式進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)全部回歸系數(shù)都能夠通過顯著性判斷，ECM的實(shí)際值與擬合值的擬合效果較好，整體上可以認(rèn)為此方程的擬合度是較高的[14]。

3.6 計量實(shí)證歸結(jié)

通過對跨國公司研發(fā)投資影響貴州經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析，可以得出以下結(jié)論。

（1）1992-2011年，跨國公司對貴州省研發(fā)投資與貴州經(jīng)濟(jì)增長之間具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，由圖1也可以看出，跨國公司對貴州省研發(fā)的投資和貴州省的經(jīng)濟(jì)增長在這20年間均呈現(xiàn)出向上增長的趨勢，盡管研發(fā)的投資有波動，但整體趨勢是向上的。

（2）跨國公司對貴州省的研發(fā)投資與貴州經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)出互為因果的關(guān)系。通過Granger因果檢驗(yàn)確認(rèn)了跨國公司研發(fā)投資是貴州經(jīng)濟(jì)增長的原因，跨國公司研發(fā)投資伴隨著先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理方法及其擴(kuò)散效應(yīng)，對貴州省經(jīng)濟(jì)增長具有一定的推動作用，同時貴州經(jīng)濟(jì)增長對跨國公司研發(fā)投資流入的促進(jìn)作用也是較為明顯，兩者呈正向變動關(guān)系。貴州經(jīng)濟(jì)增長促使跨國資本逐漸投入貴州，較充分地吸引住了跨國資本。

4 政策建議

4.1 不斷重視引資質(zhì)量

由于跨國公司研發(fā)投資對貴州省GDP增長的促進(jìn)作用主要表現(xiàn)在GDP的總量上，而對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的升級以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高沒有比較顯著的作用，所以我們在引入跨國公司研發(fā)投資的同時還要注重跨國公司研發(fā)投資的質(zhì)量，切不可只重視引資的數(shù)量而忽視了質(zhì)量。此外，還需要把利用跨國公司研發(fā)投資與實(shí)現(xiàn)貴州省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級緊密地聯(lián)系在一起[15-16]。

4.2 建立透明化競爭機(jī)制加強(qiáng)和改善投資環(huán)境

從整體來看，貴州的投資環(huán)境在不斷改善，但由于地處西部地區(qū)，與東中部城市相比還有很大差距。當(dāng)前，貴州要抓住國家實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的有利機(jī)遇，建立透明化競爭機(jī)制加強(qiáng)和改善投資環(huán)境，這就需要政府相關(guān)部門的有力配合，積極為市場營造合理競爭環(huán)境，從而促使跨國公司的研發(fā)投資能夠更好地服務(wù)于貴州省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展[15]。

4.3 充分利用自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的比較優(yōu)勢

貴州省在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面具有一定的比較優(yōu)勢，這主要體現(xiàn)在資源和勞動力方面。貴州省要想在激烈的市場競爭中占據(jù)一席之地，就需要充分發(fā)揮其自然資源、能源儲備、勞動力以及較好的工業(yè)基礎(chǔ)的比較優(yōu)勢，大力吸引跨國公司研發(fā)投資的不斷流入。在對待跨國公司研發(fā)投資的走向方面，貴州要積極引導(dǎo)進(jìn)入省內(nèi)的那些研發(fā)投資投向能夠充分發(fā)揮其比較優(yōu)勢的行業(yè)，從而更好地實(shí)現(xiàn)貴州省經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。

4.4 提高研發(fā)投資利用率，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

貴州省由于地處祖國西部，工業(yè)發(fā)展相對緩慢，加之資金投入不足等一系列原因造成貴州省的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并不十分合理[17]。這就要求貴州省在不斷吸收跨國公司研發(fā)投資的時候，能夠積極引進(jìn)可以幫助自己經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)線，從而加快產(chǎn)品的優(yōu)化升級，刺激貴州經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

[1] Am irahmadi, Hooshang, Wu Weiping. Foreign Direct Investment in Developing Countries[J]. The Journal of Developing Areas, 1990(8):21-23.

[2] Benhabib J M. The Role of Human Capital in Econom ic Development Evidence from Aggregate Cross-Country Data[J]. Journal of Monetary Economics, 2010(9):13-23.

[3] Borensztein E, Gregorio J De, Lee J-W. How Does Foreign Direct Investment A ffect Econom ic Grow th[J]. Journal of International Econom ics, 2005(5):36-39.

[4] 祖強(qiáng),孫軍.外商直接投資與江蘇經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].南京航空航天大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2006 (1):79-83.

[5] 楊廣詣.經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資關(guān)系研究——基于上海市數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報,2006 (6):70-74.

[6] 許經(jīng)勇.劉易斯二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論與我國現(xiàn)實(shí)[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(1):105-108．

[7] 范瑾,葉歡,蔣志興.外商直接投資對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度——以四川省為例[J].成都大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2010(2):21-23.

[8] 付明衛(wèi),潘希宏,尹志鋒.技術(shù)外溢與企業(yè)創(chuàng)新——來自企業(yè)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(3):79-83.

[9] 王一然.“用工荒”現(xiàn)象的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(4):150-152.

[10] 謝會強(qiáng),宋山梅.貴州經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué),2010(4):2069-2070.

[11] 趙亮,臧秀娟.基于Cobb-Dauglas生產(chǎn)函數(shù)對貴州經(jīng)濟(jì)增長的研究[J].貴州商業(yè)高等?？茖W(xué)校學(xué)報, 2010 (4):15-20.

[12] 趙晷湘.大力推進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)阻隔與對策選擇[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(5):127-131.

[13] 張興茂,趙志亮.1990年代以來中國教育生產(chǎn)力發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系——基于ECM模型的實(shí)證研究[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(4):141-144.

[14] 臧秀娟,王子剛.少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)戶消費(fèi)需求影響因素研究——以貴州三都水族自治縣為例[J].武漢生物工程學(xué)院學(xué)報,2012(4):280-285.

[15] 馬國勝.FDI與貴州經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析[J].貴州財經(jīng)學(xué)院學(xué)報,2007(1):103-106.

[16] 肖艷,張漢林.多哈回合集團(tuán)化談判的啟示[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(2):104-107．

[17] 蔣輝.風(fēng)險觀念創(chuàng)新:西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)騰飛的引擎[J].吉首大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2012(3):84-88．

Research on the Effect of TNCs’R&D Investment to the Econom ic Development of Guizhou Province

Zang Xiurong
(Development Strategy Reseach Center of Econom ics Southeast University, Nanjing 211189)

The paper, using the method of infuencing mechanism analysis, unit root test, Granger causality test and ECM, studied empirically the situation of TNCs’ R&D investment to the western’s econom ic development, based on the data from 1992-2011. The results showed that there was a long-run and stable relationship and Granger causality test between TNCs’ R&D investment and the western’s econom ic development; TNCs’ R&D investment in Guizhou stimulated the growth of Guizhou economy, and the growth of Guizhou economy also drived TNCs’ R&D investment. Finally, the paper gave suggestions based on Research conclusion.

TNCs, R&D investment, the western, econom ic development, Guizhou province

F061.2

：ADOI：10.3772/j.issn.1674-1544.2013.05.011

臧秀蓉（1978- ），男，東南大學(xué)講師，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

2013年6月23日。