小議FDI與中國(guó)企業(yè)的實(shí)證研究

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摘要：外國(guó)直接投資(fdi)對(duì)東道國(guó)提高生產(chǎn)率、增強(qiáng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力具有重要貢獻(xiàn)。FDI在對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出貢獻(xiàn)的同時(shí)，是否也促進(jìn)了中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高}文章運(yùn)用協(xié)整與格蘭杰因果檢驗(yàn)方法考察了1990—2005年流入中國(guó)的FDI和專利授權(quán)量之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI流量與專利授權(quán)量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但FDI流量對(duì)專利授權(quán)量的貢獻(xiàn)在短期內(nèi)是不明顯的。FDI流入類型、中國(guó)企業(yè)的吸收能力以及FDI與中國(guó)企業(yè)的互動(dòng)關(guān)系是造成這一現(xiàn)象的主要原因。

關(guān)鍵詞：外國(guó)直接投資；技術(shù)創(chuàng)新能力：協(xié)整；格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、研究背景

中國(guó)改革開放30年來，F(xiàn)DI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了十分重要的推動(dòng)作用。FDI給東道國(guó)帶來的最大利益就是技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)擴(kuò)散。研究表明，外國(guó)投資者會(huì)給東道國(guó)企業(yè)帶來新的或者經(jīng)過改善的管理技(Allard&Lundborg，1998：45)。眾多廣泛進(jìn)行國(guó)際投資的國(guó)家，比那些很少進(jìn)行國(guó)際投資的國(guó)家擁有更多的向技術(shù)發(fā)達(dá)國(guó)家學(xué)習(xí)的機(jī)會(huì)。

一些實(shí)證研究表明，流人發(fā)達(dá)國(guó)家(如澳大利亞、英國(guó)和美國(guó))的FDI都存在正向的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)(Caves，1974；Haskelefa1．，2002；KellerandYeaple，2003)。對(duì)于流入發(fā)展中國(guó)家的FDI技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)卻很難得到～致的結(jié)論。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，F(xiàn)DI在摩洛哥、委內(nèi)瑞拉、捷克、保加利亞、羅馬尼亞和波蘭等發(fā)展中國(guó)家不存在技術(shù)溢出效應(yīng)。而Blomstrom&Persson(1983)、Kokko&Zeian(1994)和Kokko(1996)等人的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)假設(shè)在烏拉圭、印度尼西亞、墨西哥等國(guó)成立。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，已經(jīng)有大量的文獻(xiàn)。蔣殿春(2004)通過比較靜態(tài)分析，認(rèn)為FDI帶來的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)往往會(huì)惡化國(guó)內(nèi)企業(yè)研發(fā)融資能力，其總體結(jié)論是，在大多數(shù)情況下，跨國(guó)公司帶來的競(jìng)爭(zhēng)沖擊將會(huì)弱化我國(guó)企業(yè)的研發(fā)動(dòng)機(jī)和能力。王曉紅和胡景巖(2006)認(rèn)為．FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)是發(fā)展中國(guó)家利用跨國(guó)公司投資增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)：業(yè)快速升級(jí)，經(jīng)濟(jì)跨越式發(fā)展所產(chǎn)生的一個(gè)最重要的效應(yīng)。冼國(guó)明和薄文廣‘(2006)的研究表明，F(xiàn)DI對(duì)于中國(guó)各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新會(huì)發(fā)揮積極的影響，但這種影響受到人力資本、各地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)得以順利運(yùn)行的制度環(huán)境、法制環(huán)境等“門檻”效應(yīng)的影響。陳柳(2007)通過1987—2003年長(zhǎng)三角地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析了本土技術(shù)創(chuàng)新能力和FDI技術(shù)溢出對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，其結(jié)論認(rèn)為，考慮到本土創(chuàng)新因素之后，F(xiàn)DI技術(shù)溢出不再表現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著正面作用；而本土創(chuàng)新能力對(duì)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

從以上文獻(xiàn)回顧可以發(fā)現(xiàn)，以往的研究側(cè)重于考察是否存在以及存在正向或負(fù)向的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。FDI在對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出貢獻(xiàn)的同時(shí)，是否也促進(jìn)了中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高?本文正是基于這一視角，運(yùn)用實(shí)證方法來考察FDI與中國(guó)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。

二、變量、數(shù)據(jù)與方法

1．變量與數(shù)據(jù)

本文選取FDI流量和專利授權(quán)數(shù)作為替代指標(biāo)來研究FDI對(duì)創(chuàng)新能力的影響。在此，我們以中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的實(shí)際利用的外商直接投資金額作為變量FDI的指標(biāo)。由于實(shí)際外商直接投資額的原始數(shù)據(jù)是以美元標(biāo)價(jià)，因此我們把當(dāng)年的FDI原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成以人民幣標(biāo)價(jià)的外國(guó)直接投資額(RFDI)，然后對(duì)該數(shù)值取對(duì)數(shù)(LNRFDI)(見表1)，并得到該變量隨時(shí)間變化的趨勢(shì)圖(見圖1)。，

對(duì)于創(chuàng)新能力，我們選用1990一2005年國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局授權(quán)的專利數(shù)量作為替代指標(biāo)。其中，專利數(shù)量包含了發(fā)明(Invention)、實(shí)用新型(Utilitymodel)和外觀設(shè)計(jì)(Design)。對(duì)該指標(biāo)取對(duì)數(shù)后得到的趨勢(shì)圖見圖2。本研究之所以不選擇專利申請(qǐng)數(shù)而選擇專利授權(quán)數(shù)，基于以下兩點(diǎn)理由q’：(1)專利申請(qǐng)經(jīng)過審查程序，就進(jìn)入授權(quán)階段。然而，并非所有的專利申請(qǐng)都能批準(zhǔn)為專利。從中人民共和國(guó)科技部公布的專利申請(qǐng)數(shù)和授權(quán)數(shù)來看，二：者之問具有較大的差異(見表2)。(2)從專利申請(qǐng)的結(jié)果來看，授權(quán)的專利比申請(qǐng)的專利更具有新穎性。作為創(chuàng)新能力的代替指標(biāo)也更為恰當(dāng)。

從圖1和圖2可以看出，在對(duì)RFDI和PTN取對(duì)數(shù)之后，二者具有隨時(shí)問變化的趨勢(shì)，因而是非平穩(wěn)時(shí)間序列。也就是說，在數(shù)據(jù)中存在單位根。在這種情況下，使用傳統(tǒng)的估計(jì)技術(shù)(基于古典假?zèng)]的關(guān)于擾動(dòng)項(xiàng)的性質(zhì))將會(huì)導(dǎo)致不正確的推論(Rao，1994)，這潛在的導(dǎo)致了無意義或者偽造的結(jié)果(GrangerandNewbold，1974；Harris，1995)。隨著時(shí)間序列分析的發(fā)展，學(xué)者們(EngleandGral，ger，1987；Johansen，1988)提倡把協(xié)整技術(shù)作為估計(jì)包括非平穩(wěn)變量模型的適當(dāng)?shù)姆椒ā?/p>

三、計(jì)量分析與結(jié)果說明

1．單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，必須先檢驗(yàn)變量是否是平穩(wěn)的。采用Dickey—Fuller的ADF檢驗(yàn)方法，對(duì)前面表l的數(shù)據(jù)LNRFDI和LN盯N及其一階差分變量DLNRFDI和DLNJ；)rrN進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表1樣本數(shù)據(jù)FDl(1990—2005年)

年份FDI(億美元)FEXRFDI(億元)LNRFDIP1N(件)LNPTN

199034．87004．7832166．79025．11672258810．0252

199143．66005．3233232．41535．44852461610．1112

1992lIO．07005．5146606．99206．40853147510．3569

1993275．15005．762I)1585．4143736866212711．0369

1994337．67()o8．618729lO．27647．97604329710．6758

1995375．21008．35103133．37878．049945064lO．7158

1996417．26008．31423469．183l8．15174378010．6869

1997452．57008-2898•3751．71488．23005099210．8394

1998454．63008．27913763．92728．23326788911．1256

1999403．19008．27833337．72788．1130lool5611．5145

20004ar7．15008．27843370．55068．122810534511．5650

200l468．78008．27703880．092l8．263611425l11．6462

2002527．43008．27704365．538l83815l3239911．7936

2003535．04678．27704428．58158395818222612．1130

2004606．29988．276850i8．22228．520819023812．1560

2005603．24598．】9174941．6()948．50542l4()oo12．2737

資料來源：中宏數(shù)據(jù)庫(kù)。《國(guó)際貿(mào)易問題》2008年第12期

表2專利申請(qǐng)受理與授權(quán)分布情況受理授權(quán)(單位：件)發(fā)明實(shí)用新型外觀設(shè)計(jì)合計(jì)發(fā)明實(shí)用新型外觀設(shè)計(jì)

lol37276153717225883838169521798

1142333282533524616412217327’3167

14409443698357‘314753966240603449

196674753810071621276528467178882

190674551113157432973883328196L595

2163643741176鹋4506433933047l11200

2851749604246144378029762717113633

3366650129304135099234942733820160

35960513973463267鵲947333390229254

3669457492400531001567637563鹋3615l

517476881550120105345126835474337919

63204797226064711425l162965435943596

802329313979260132399214735748453442

10531810911594054182226371546890676166

1301331128251108491902384936070623702551塑!一!!!!!!二——一二一二型!!!!⋯～二～二一——一：一一

資料來源：《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

結(jié)合表3、圖3和圖4，可以看出，雖然時(shí)間序列變量LNRFDI和LN辨N是非平穩(wěn)的，但是它們

的一階差分變量DLNRFDI和DLN盯N是平穩(wěn)的。由此可知，時(shí)間序列LNRFDI和LNPTN都是一階

表3檢驗(yàn)變量序列的平穩(wěn)性

變量ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)類型(c，t，k)臨界值結(jié)論

LNRFDI一2．175476(c，t，O)．3．3249764非平穩(wěn)

LNPTN一2．577282(c，t，2)．3．362984+非平穩(wěn)

DLNRFDI．2．808438(c．0，5)．2．77l】29+平穩(wěn)

DLNPnq，4．10707l(c，O，2)．3．144920}+平穩(wěn)

注：檢驗(yàn)類型(c，t，k)分別表示ADF檢驗(yàn)中是否會(huì)有常數(shù)項(xiàng)c、時(shí)

問趨勢(shì)項(xiàng)t以及滯后期數(shù)為k。一3．144920{+表示該值是5％的顯著水平

下的臨界值：一3．324976*表示該值是10％的硅著水平下的臨界值；、

一86一

單整序列，即I(1)。因此，序列可能存在協(xié)整(Dickevet．a(chǎn)1．，1991)關(guān)系，也就是說，可能存在兩個(gè)序列的平穩(wěn)線性聯(lián)合，這意味著它們之問存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的關(guān)系。

2．協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)Engle和Granger的原始定義，對(duì)于雙變量模型．協(xié)整要求兩個(gè)變量要具有相同的單整階數(shù)。從前面的單位根檢驗(yàn)中，我們已經(jīng)得】}1j兩個(gè)變量都是一階單整的結(jié)論。運(yùn)用E—G兩步法，對(duì)1990一2()05年FDI流量與中國(guó)的專利授權(quán)數(shù)之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

第一步：估計(jì)方程。首先用OLS法估計(jì)協(xié)整向量，再檢驗(yàn)殘差是否是單位根過程。用Eviews5．0。得出下面的方程：LN明N=7．149335892+0．52l1164637木LNRFDIR2：0．600896，校正的R2=0．572388，F(xiàn)=21．07857

第二步：對(duì)殘差的單位根檢驗(yàn)。估計(jì)的殘差u=LNPTN一0．5211164637木LNRFDI一7．149335892檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ADF值：一1．63020267，小于10％水平的臨界值(見表4)，所以，估計(jì)的殘差序列u在10％的水平拒絕原假設(shè)．即接受不存在單位根的結(jié)論。因此，可以確定估計(jì)的殘差為零階單整．上述結(jié)果表明：LNPTN和LNRFDI之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整向量為：(1，一0．52l“64637，一7．149335892)。從反映FDI流量與創(chuàng)新能力長(zhǎng)期關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)中的第一步可以看出，從長(zhǎng)期來看，F(xiàn)DI流量對(duì)創(chuàng)新能力的彈性為0．52ll164637，即FDI流量每增長(zhǎng)1％．專利授權(quán)數(shù)約增長(zhǎng)

表4對(duì)殘差的單位根檢驗(yàn)

殘差lADF檢驗(yàn){檢驗(yàn)類型(c．t，k)臨界值{結(jié)論

u1．1．63020267(o，o，6)l-1．600140’I平穩(wěn)

注：表4巾的符號(hào)含義同襲3。

0．52％．表明了FDI流量對(duì)創(chuàng)新能力的拉動(dòng)作用并不顯著。

3．誤差修正模型

描述創(chuàng)新能力與FDI流量之間隨著FDI流量變化的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型為：LNIyrN。=C(1)+C(2)母△LNRFDI。+aecm。一1+u。也可以寫成：

△LNlyI''''N產(chǎn)C(1)+C(2)豐△LNRFDI．+aLNPTN¨一0．5211164637木LNRFDI【_l一7．149335892)+u。

根據(jù)HENDRY一般到特殊的建模方法。我們首先選定4階的滯后變量，然后逐步排除一些不顯

著的變量，得到估計(jì)后的ECM如下：’DLNPTN=0．3527167266t0．3238169423半DLN胛N(一2)一0．3063303412豐DLNPI’N(一3)一O．4534072436木DLNRFDl(一4)一0．2435227024水ecm。～1R氈O．789770，’校正的R2=0．“9617，D．W；2．576238

以上分析結(jié)果表明：(1)在1990—2005年間，F(xiàn)DI流量和專利授權(quán)數(shù)之間存在著長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。．(2)在短期內(nèi)，專利授權(quán)數(shù)的變動(dòng)受到自身和FDI流量的變動(dòng)因素的影響。其中，滯后2、3國(guó)際投資與跨國(guó)經(jīng)營(yíng)《國(guó)際貿(mào)易問題》2008年第12期年的專利授權(quán)數(shù)增長(zhǎng)變動(dòng)、滯后4年的FDI流量的變動(dòng)對(duì)專利授權(quán)數(shù)的變動(dòng)影響在5％的顯著水平下是顯著的，再?zèng)]有其他滯后期的因素影響專利授權(quán)數(shù)的變動(dòng)。(3)ecm是誤差修正項(xiàng)，該項(xiàng)系數(shù)反映了誤差修正模型自身修正偏離均衡誤差的作用機(jī)制。當(dāng)修正系數(shù)為l時(shí)，專利授權(quán)數(shù)和FDI流量的當(dāng)年均衡誤差在下一年就可以調(diào)整到均衡狀態(tài)。此模型中的系數(shù)為0．2435227024，說明專利授權(quán)數(shù)和FDI流量的短期變動(dòng)偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度并不大。FDI流量和專利授權(quán)數(shù)之間的均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不強(qiáng)。

4．格蘭杰(G啪ger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)DI流量與中國(guó)的專利授權(quán)數(shù)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但是這種均衡關(guān)系恐否構(gòu)成因果關(guān)系，即是由FDI流量的增加提高了創(chuàng)新能力，還是由創(chuàng)新能力的提高吸引了FDI流入?前面的回歸并不能夠回答這個(gè)問題，所以還需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)只適用于平穩(wěn)變量，所以我們使用、1990—2005年FDI流量與中國(guó)的專利授權(quán)年度數(shù)據(jù)一階差分后的數(shù)據(jù)，對(duì)其進(jìn)行格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

表5中的第一列是滯后期數(shù)，第二列、

第三列是格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)的零假設(shè)，每一行中第一個(gè)數(shù)據(jù)是F統(tǒng)計(jì)量數(shù)值，括號(hào)中的值是F統(tǒng)計(jì)量在零假設(shè)成立時(shí)的概率顯著水平。通過檢驗(yàn)結(jié)果，得出的結(jié)論為：(1)在滯后期為2、3年的時(shí)候，F(xiàn)DI流量的變表51990—2005年研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果檢驗(yàn)FDI流入量的變動(dòng)不是專利專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)不是FDI滯后期授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因流入量的變動(dòng)的格蘭杰原因

1年0．00910(O．92573)O．36622(O．55735)

2年4．536】8(O．04822)2．32429(O．16003)

3年9．16370(0．01785)3．68306(O．09723)

4年1．18580(O．50522)0．33242(O．84052)

動(dòng)是專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因，因?yàn)閺腇統(tǒng)計(jì)量數(shù)值的概率水平可以看出是拒絕原假設(shè)的。這表明FDI流量對(duì)專利授權(quán)數(shù)的增加有預(yù)測(cè)作用，滯后期為1年、大于等于4年時(shí)，F(xiàn)DI流量的變動(dòng)不是專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)的格蘭杰原因，因?yàn)榇藭r(shí)F統(tǒng)計(jì)量數(shù)值的概率水平說明只能接受原假設(shè)。(2)滯后期為l、2、4年時(shí)。專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)不是FDI流量的變動(dòng)的格蘭杰原因，因?yàn)閺腇統(tǒng)計(jì)量數(shù)值的概率水平可以看出是接受原假設(shè)的。滯后期為2年時(shí)，專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)是FDI流量的變動(dòng)的格蘭杰原因。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用1990一2005年中國(guó)的專利授權(quán)數(shù)和FDI流人量數(shù)據(jù)。采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析方法，首先對(duì)時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性處理，然后運(yùn)用協(xié)整、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)，實(shí)證分析FDI流量與專利授權(quán)數(shù)之問的長(zhǎng)期關(guān)系及短期動(dòng)態(tài)因果關(guān)系．得出的結(jié)論如下：FDl流量與中國(guó)的專利授權(quán)數(shù)之間存在著一定的相關(guān)關(guān)系盡管各自增長(zhǎng)是非平穩(wěn)的，但就長(zhǎng)期而言，它們之間卻構(gòu)成了長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在我們所研究期間的短期內(nèi)，滯后3年的專利授權(quán)數(shù)與FDl流量之間互為格蘭杰原因；而滯后2年的專利授權(quán)數(shù)變動(dòng)是FDI流量變動(dòng)的格蘭杰原因。在其他情形下。專利授權(quán)數(shù)與FDI流量之間不存在顯著的因果關(guān)系。這種現(xiàn)象表明，F(xiàn)DI流量對(duì)專利授權(quán)數(shù)的貢獻(xiàn)在短期內(nèi)是不明顯的。

本文認(rèn)為，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能包括：(1)從FDI流入的類型來看，早期流人中國(guó)的FDI在很大程度上是為了利用中國(guó)廉價(jià)的勞動(dòng)力成本．主要是采取來料和進(jìn)料加工貿(mào)易的方式。把中國(guó)當(dāng)作一個(gè)“加工廠”。而處于價(jià)值鏈上游的研究與開發(fā)活動(dòng)則⋯般被分配在母國(guó)，甚至僅僅局限于發(fā)達(dá)的工業(yè)化國(guó)家以及較發(fā)達(dá)發(fā)展中國(guó)家。跨國(guó)公司20世紀(jì)90年代末就已經(jīng)在中國(guó)設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)，但只是近年來在華研發(fā)投資才達(dá)到新一輪高潮。因此，較高的FDI流人量不能預(yù)期提高專利授權(quán)數(shù)也就在情理之中_『。(2)從微觀層面上講，企業(yè)的吸收能力對(duì)創(chuàng)新能力具有直接顯著的正向影響。正如我們?cè)?007的一項(xiàng)研究所表明，企業(yè)的吸收能力是一個(gè)企業(yè)成功地開發(fā)利用來自組織外部的技術(shù)能力或知識(shí)的一個(gè)必要條件。影響企業(yè)吸收能力的主要因素包括先備技術(shù)知識(shí)的積累和研發(fā)活動(dòng)的投資。研發(fā)活動(dòng)有助于新技術(shù)知識(shí)的產(chǎn)生及新技術(shù)能力的積累。

以上分析的政策含義包括兩個(gè)方面：(1)政府不僅應(yīng)當(dāng)繼續(xù)采取政策吸引外資在華建立研發(fā)機(jī)構(gòu)．而且要提高外資研發(fā)機(jī)構(gòu)的檔次。一是要鼓勵(lì)跨國(guó)公司整合其在華的多個(gè)研發(fā)機(jī)構(gòu)，形成在其母公司中地位更高的海外研發(fā)機(jī)構(gòu)。二是要鼓勵(lì)在華外資研發(fā)機(jī)構(gòu)從事水平更高的研發(fā)活動(dòng)．從目前以針對(duì)中國(guó)市場(chǎng)的適應(yīng)性、專門性研發(fā)活動(dòng)為主，變?yōu)楦鄰氖鹿┠腹驹谌蚴袌?chǎng)應(yīng)用的創(chuàng)新性研發(fā)活動(dòng)。：三是要大力加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)，否則跨國(guó)公司不會(huì)愿意在華從事高水平的研發(fā)活動(dòng)。(2)增強(qiáng)中國(guó)企業(yè)的技術(shù)吸收能力。一是激勵(lì)企業(yè)提高研發(fā)投入占銷售收入的比重。企業(yè)對(duì)于研發(fā)的投資越多，越可能產(chǎn)生更多的技術(shù)知識(shí)。二是創(chuàng)建吸引人才和保留人才的機(jī)制，研發(fā)人員的水平和素質(zhì)對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升具有至關(guān)重要的作用。三是鼓勵(lì)中國(guó)企業(yè)與跨國(guó)公司合資進(jìn)行研究開發(fā)活動(dòng)，通過在基礎(chǔ)技術(shù)、技術(shù)信息等方面的交流以及與跨國(guó)公司研發(fā)機(jī)構(gòu)聯(lián)合承擔(dān)研發(fā)課題，提高本土企業(yè)的技術(shù)學(xué)習(xí)和創(chuàng)新能力。

【參考文獻(xiàn)】

陳柳，(2007)“i{乏i角地區(qū)的FDI技術(shù)外溢、本土創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，”《世界經(jīng)濟(jì)研究》第l期。

蔣殿春，(2004)“跨國(guó)公司對(duì)我同企業(yè)研發(fā)能力的影響：一個(gè)模型分析，”《南開經(jīng)濟(jì)研究》第4期。

劉暢，(2008)“跨圖公司在華投資中的撤資問題分析，”《同際商務(wù)——對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)》第3期。

￡曉紅、胡景巖，(2006)“利用FDI技術(shù)外溢效應(yīng)提高自主創(chuàng)新能力的研究，”《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》第11期。

冼閨明、薄義廣，(2006)“外國(guó)直接投資對(duì)中聞企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作用的影響——基于地區(qū)層面的分析，”《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》第3期。

冼閏明，(2005)“外國(guó)直接投資對(duì)中困企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作用的影響——基于產(chǎn)業(yè)層面的分析，”《南開經(jīng)濟(jì)研究》第6期。