外商在華直接投資的溢出效應(yīng)

1、外商在華直接投資的溢出效應(yīng)基于產(chǎn)業(yè)層面的分析 本文為教育部哲學(xué)社科研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“跨國公司與中國國際競爭力研究”階段性成果，項(xiàng)目號為03JZD0019。內(nèi)容提要：本文采用面板數(shù)據(jù)的分析方法，對外商在華直接投資的溢出效應(yīng)進(jìn)行了初步分析，實(shí)證結(jié)果證明了外資正面溢出效應(yīng)的存在。進(jìn)一步的研究表明，內(nèi)外資企業(yè)之間的技術(shù)水平差距對溢出效應(yīng)有較大影響。在技術(shù)水平差距較大的行業(yè)以及外資企業(yè)外向型程度較低的行業(yè)中，外資產(chǎn)生了更顯著的溢出效應(yīng)。關(guān)鍵詞：外商直接投資、溢出效應(yīng)、技術(shù)水平差距作者簡介：嚴(yán)兵，男，1977年出生，籍貫湖北荊門，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，現(xiàn)為南開大學(xué)跨國公司研究中心、國際經(jīng)濟(jì)研究所教師，研究方向：

2、跨國公司與國際直接投資。針對不同國家的實(shí)證研究表明，外商直接投資（FDI）在各國產(chǎn)生的溢出效應(yīng)有著很大的差別，在一些國家甚至產(chǎn)生了負(fù)面溢出效應(yīng)。外資在我國的溢出效應(yīng)情況怎樣？研究這一問題對制定恰當(dāng)?shù)耐赓Y政策而言有著重要意義，基于這一目的，本文利用中國工業(yè)部門的相關(guān)數(shù)據(jù)對外商在華直接投資的溢出效應(yīng)問題進(jìn)行了初步的探討。一、文獻(xiàn)回顧（一）“FDI溢出效應(yīng)是否存在”這一基礎(chǔ)問題的國別實(shí)證研究最早對FDI溢出效應(yīng)進(jìn)行計(jì)量研究的是凱夫斯，通過對澳大利亞1969年產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)的分析，凱夫斯發(fā)現(xiàn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)率與行業(yè)內(nèi)的外資份額正相關(guān)，由此他認(rèn)為，在澳大利亞的制造業(yè)中存在著FDI的正面溢出效應(yīng)（Caves,

3、1974）。類似的國別研究，如Globerman（1979）對加拿大的研究；Blomstrom（1983，1986）對墨西哥的研究； Kokko（1996）對烏拉圭的研究；Lipsey和Sjholm（2001）對印度尼西亞的研究；Dimelis和Louri（2002）對希臘的研究；這些研究都得出了肯定的結(jié)論，證實(shí)了FDI溢出效應(yīng)的存在。此外，還有一些學(xué)者通過國別研究得出了不同的結(jié)論。Haddad和Harrison（1993）對摩洛哥的研究所得出的結(jié)論認(rèn)為，跨國公司對該國國內(nèi)企業(yè)的勞動生產(chǎn)率并沒有很顯著的影響，他們認(rèn)為摩洛哥國內(nèi)企業(yè)與跨國公司之間較大的技術(shù)差距，阻礙了跨國公司溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。而A

4、itken和Harrison（1999）對委內(nèi)瑞拉研究所得出的結(jié)論甚至是否定的。他們的研究表明，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動生產(chǎn)率與產(chǎn)業(yè)內(nèi)外資企業(yè)所占比例之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。雖然檢驗(yàn)表明在合資企業(yè)中外資股權(quán)比重越大，企業(yè)的生產(chǎn)效率也越高，但是這種由外資帶來的效率的提高全部被合資企業(yè)“內(nèi)部化”了，并沒有外溢到當(dāng)?shù)仄髽I(yè)。關(guān)于外商在華直接投資溢出效應(yīng)的研究，國內(nèi)學(xué)者剛開始都著重于定性的描述，最近幾年才有學(xué)者進(jìn)行這方面的實(shí)證分析。沈坤榮等人（2000）利用1996年29個(gè)省市自治區(qū)的外商直接投資總量與各省的全要素生產(chǎn)率作橫截面的相關(guān)分析，得出了FDI占GDP的比重每增加一個(gè)單位，全要素生產(chǎn)率提高0.37個(gè)單位的結(jié)論

5、。何潔（2000）把全國28個(gè)省市自治區(qū)劃分為“跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻”與“未達(dá)經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻”兩組進(jìn)行考察。結(jié)果表明，F(xiàn)DI在我國各省市工業(yè)部門中都存在著溢出效應(yīng)，但與“未達(dá)經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻”的省市相比，“跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻”的省市的外資溢出效應(yīng)要更為明顯。此外，周研（2002）對浙江省的研究、吳德進(jìn)（2003）對福建省的研究都認(rèn)為FDI在當(dāng)?shù)禺a(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)。與國外學(xué)者的研究一樣，并非所有的國內(nèi)學(xué)者都得出了肯定的結(jié)論。王飛（2003）采用索洛增長速度方程對跨省數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸，結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)，總體上外資并沒有產(chǎn)生明顯的溢出效應(yīng)。而潘文卿（2003）的研究表明，我國的西部地區(qū)還未跨越促使外資產(chǎn)生正面溢出效應(yīng)

6、的發(fā)展門檻，外資在該地區(qū)甚至產(chǎn)生了不太顯著的負(fù)面溢出效應(yīng)。（二）有關(guān)FDI溢出效應(yīng)影響因素的研究FDI溢出效應(yīng)的存在在理論分析上獲得了較為普遍的認(rèn)同。但針對不同國家進(jìn)行的實(shí)證研究的結(jié)果卻大相徑庭。那么哪些因素影響了FDI的溢出效應(yīng)呢？ 在凱夫斯的實(shí)證研究基礎(chǔ)上，一些學(xué)者開始著手對這一問題進(jìn)行探討。歸納起來，外資數(shù)量、東道國國內(nèi)各產(chǎn)業(yè)的競爭程度、當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與外資企業(yè)的技術(shù)水平差距等因素被認(rèn)為是影響FDI溢出效應(yīng)的主要因素。通常認(rèn)為，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)的大小是隨著該國對FDI的開放度的提高而增加的，而這種開放度通常用產(chǎn)業(yè)內(nèi)外資的比重來衡量。這是因?yàn)?，外資比重越大，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與其接觸的機(jī)會就越多，示范模仿效

7、應(yīng)發(fā)生的可能性就越大（Findlay,1978）。而產(chǎn)業(yè)內(nèi)的競爭程度主要是通過內(nèi)外資企業(yè)之間的競爭機(jī)制對FDI的溢出效應(yīng)產(chǎn)生影響。在一個(gè)考慮企業(yè)競爭和企業(yè)相互作用的理論框架下，Kokko（1994）對墨西哥制造業(yè)中外資企業(yè)與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的經(jīng)營行為進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，外資企業(yè)與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動生產(chǎn)率是由二者共同決定的，通過示范模仿機(jī)制產(chǎn)生的溢出效應(yīng)是嚴(yán)格由外資比例決定的，此外，由外資進(jìn)入所造成的競爭效應(yīng)也對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生了重要的積極影響。關(guān)于跨國公司與東道國企業(yè)之間的技術(shù)差距對跨國公司溢出效應(yīng)的影響這一問題，理論界存在爭議。在Findlay（1978）和Wang（1992）的研究中，溢出效應(yīng)是

8、跨國公司與國內(nèi)企業(yè)技術(shù)水平差距的增函數(shù)，技術(shù)水平差距越大，則國內(nèi)企業(yè)“趕超”(catch up)的潛力就越大。另一方面，Lapan和Bardhan（1973）卻認(rèn)為，跨國公司與國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)差距與其溢出效應(yīng)之間是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，原因是先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)對于落后的東道國企業(yè)而言可能并不適用。對于這些實(shí)證結(jié)果的不一致，Perez（1997）認(rèn)為一種比較符合現(xiàn)實(shí)的解釋是，在跨國公司的技術(shù)溢出效應(yīng)與企業(yè)的技術(shù)差距之間存在著一種非單調(diào)的關(guān)系，在某一臨界值以下，溢出效應(yīng)隨著技術(shù)差距的增加而增大；而一旦技術(shù)差距超過了這一臨界值，那么由于國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平太低，很可能無法吸收跨國公司所帶來的新技術(shù)，由此可能會導(dǎo)致技

9、術(shù)溢出效應(yīng)變小。如果技術(shù)差距進(jìn)一步擴(kuò)大，那么跨國公司的溢出效應(yīng)可能會變得微乎其微，甚至可能產(chǎn)生負(fù)面影響，也就是說在外資溢出效應(yīng)的作用過程中存在著“發(fā)展門檻”。二、模型、數(shù)據(jù)及計(jì)量方法（一）模型的設(shè)立與大多數(shù)學(xué)者采用的方法一樣，本文將外資作為一個(gè)獨(dú)立的生產(chǎn)要素納入到內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)中，通過建立一個(gè)能測度外資影響的內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)來評價(jià)外商直接投資本文的溢出效應(yīng)。以表示某行業(yè)內(nèi)國內(nèi)企業(yè)的總產(chǎn)出，、分別表示內(nèi)資企業(yè)的資本存量與勞動力數(shù)量，以表示行業(yè)內(nèi)的外資企業(yè)的資本數(shù)量，則內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)可以表示如下： （1）對（1）式進(jìn)行微分可得： （2）這里表示增量，、分別表示內(nèi)資企業(yè)的資本與勞動的生產(chǎn)率

10、以及外資企業(yè)資本對內(nèi)資企業(yè)的邊際生產(chǎn)率。（2）式可以進(jìn)一步做如下變形： （3）或者： （4）其中，、分別表示內(nèi)資企業(yè)資本與勞動的邊際產(chǎn)出彈性，表示外資企業(yè)的資本積累對內(nèi)資企業(yè)的邊際產(chǎn)出彈性，它的正負(fù)與大小反映了外商投資企業(yè)溢出效應(yīng)的方向和力度。在進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，以（4）式為基礎(chǔ)，我們具體采用了對數(shù)模型（5）進(jìn)行回歸。之所以選擇對數(shù)形式，原因之一在于方程兩邊同時(shí)取對數(shù)以后，解釋變量前的系數(shù)所表示的就是彈性的概念，此外由于計(jì)量采用的是跨行業(yè)的數(shù)據(jù)，因此取對數(shù)也在一定程度上減小了回歸結(jié)果中出現(xiàn)異方差問題的可能性。 （5）在計(jì)量分析中，為了克服樣本數(shù)據(jù)不足的問題，本文采用了面板數(shù)據(jù)（panel dat

11、a）的分析方法。在面板數(shù)據(jù)模型中有關(guān)模型設(shè)定的問題非常關(guān)鍵，如果模型設(shè)定不正確，將造成較大的偏差。因此在建立面板數(shù)據(jù)模型時(shí)，首先必須檢驗(yàn)所研究的問題應(yīng)使用那種類型的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究，具體回到本文所研究的問題，則要對下面兩個(gè)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)： 假設(shè)1 ：截距項(xiàng)和斜率、在不同的行業(yè)樣本點(diǎn)和時(shí)間上都相同，即： （6）i=1，2，n；t=1，2，T假設(shè)2：斜率、在不同的行業(yè)樣本點(diǎn)和時(shí)間上都相同，但截距項(xiàng)不同，即： （7）i=1，2，n；t=1，2，T如果通過檢驗(yàn)接受了假設(shè)1，則沒有必要對假設(shè)2進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)；如果拒絕了假設(shè)1，則應(yīng)對假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)，如果假設(shè)1和假設(shè)2都被拒絕，那么最終應(yīng)該采用下面的式

12、子進(jìn)行回歸： （8）我們采用常用的協(xié)方差分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)，該方法利用Hendry“一般到特殊”的建模思想，用無約束模型和有約束模型的回歸殘差平方和之比構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量，通過F檢驗(yàn)完成面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定。（二）數(shù)據(jù)說明本文計(jì)量所采用的數(shù)據(jù)是根據(jù)2000-2004年中國統(tǒng)計(jì)年鑒的相關(guān)數(shù)據(jù)整理得來的。中國統(tǒng)計(jì)年鑒把工業(yè)部門劃分為37個(gè)行業(yè)，因?yàn)槟静募爸癫牟蛇\(yùn)業(yè)、石油天然氣開采業(yè)外資數(shù)量較少，因此在實(shí)證中將這兩個(gè)行業(yè)剔除，最終本文采用了35個(gè)工業(yè)行業(yè)1999-2003年共175個(gè)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。在數(shù)據(jù)的選取中，外資工業(yè)企業(yè)的資本存量選取的是行業(yè)內(nèi)三資企業(yè)的總資產(chǎn)；內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出、資產(chǎn)以及就業(yè)人數(shù)是通過行

13、業(yè)內(nèi)全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)與行業(yè)內(nèi)三資企業(yè)相對應(yīng)的指標(biāo)相減得出的。三、實(shí)證檢驗(yàn)（一）FDI溢出效應(yīng)的總體分析首先進(jìn)行上文提到的協(xié)方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果如下： 所以接受假設(shè)1，即中國工業(yè)部門各行業(yè)產(chǎn)出的相關(guān)影響因素在截面和時(shí)間序列上表現(xiàn)出了相當(dāng)?shù)囊恢滦裕瑧?yīng)該采用方程（6）進(jìn)行回歸，結(jié)果如下： （9） (-2.37)* (13.14)* (3.54)* (6. 01)*R2=0.8616 調(diào)整后的R2=0.8593 F=355.12 DW=1.61 N=175回歸結(jié)果表明，1999-2003年，工業(yè)部門中外商直接投資的溢出效應(yīng)為正，并且通過了1%的顯著性水平。從總體上看，外資投資企業(yè)的資產(chǎn)

14、每增加1個(gè)百分點(diǎn)，可以帶動行業(yè)中內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出增加0.1154個(gè)百分點(diǎn)。此外，從估計(jì)結(jié)果可以看出，影響內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)出的主要因素仍然是內(nèi)資企業(yè)的資本與勞動力要素投入，其產(chǎn)出彈性分別為0.6539和0.2074，均高于外資企業(yè)資產(chǎn)對內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)出彈性。因此，雖然外資的進(jìn)入對行業(yè)中內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)效率的提高有明顯的促進(jìn)作用，但我們對外資企業(yè)的溢出效應(yīng)仍不應(yīng)該有過高的預(yù)期。（二）FDI溢出效應(yīng)的影響因素分析限于數(shù)據(jù)的取得，本文主要針對內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距的影響進(jìn)行研究。對于FDI溢出效應(yīng)影響因素的研究，國際上有兩種普遍采用的檢驗(yàn)方法。第一種方法是，利用所研究行業(yè)的特征對樣本進(jìn)行分組，通過觀察各組樣本回歸結(jié)

15、果中度量FDI溢出效應(yīng)的解釋變量的系數(shù)有沒有發(fā)生顯著的變化，來判斷用于分組的行業(yè)特征是否對FDI的溢出效應(yīng)發(fā)生影響。第二種方法是創(chuàng)造“連乘的解釋變量”，即將需要檢驗(yàn)的行業(yè)特征變量與反映FDI參與程度的變量相乘，通過回歸結(jié)果考察該連乘變量是否與被解釋變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。本文將依次采用這兩種方法進(jìn)行回歸，并考察兩種方法回歸結(jié)果的一致性。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，行業(yè)的技術(shù)水平通常用行業(yè)的平均勞動生產(chǎn)率、平均的資本密集度、行業(yè)的專利付費(fèi)水平以及行業(yè)的研發(fā)投入等指標(biāo)來衡量，根據(jù)年鑒提供的數(shù)據(jù)情況，本文選擇勞動生產(chǎn)率和資本密集度兩個(gè)指標(biāo)分別對行業(yè)的技術(shù)水平進(jìn)行衡量。通過這兩個(gè)指標(biāo)構(gòu)造內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)水平差距

16、指標(biāo)，對樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)因?yàn)樯衔牡膮f(xié)方差檢驗(yàn)表明各參數(shù)在總樣本范圍內(nèi)，在時(shí)間序列和截面上表現(xiàn)出了較高的一致性，所以在分組檢驗(yàn)中，我們假定在各組內(nèi)部，參數(shù)也具有較高的一致性，而不再一一進(jìn)行檢驗(yàn)。1、樣本分組我們首先采用內(nèi)外資企業(yè)的勞動生產(chǎn)率來衡量內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)水平。對于內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)水平差距（Technology-Gap），我們用行業(yè)中外資企業(yè)的平均勞動生產(chǎn)率除以內(nèi)資企業(yè)的平均勞動生產(chǎn)率所得到的數(shù)值TG來表示。在此基礎(chǔ)上，我們按照技術(shù)水平差距的大小將樣本產(chǎn)業(yè)劃分為兩組（近似取中值）：內(nèi)外資技術(shù)差距較小的產(chǎn)業(yè)（TG2）、內(nèi)外資技術(shù)差距較大的產(chǎn)業(yè)(TG2)。采用相同的方法，我們也計(jì)算出用資本密集

17、度度量的內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平的差距值，并依此對樣本進(jìn)行分組。通過內(nèi)外資企業(yè)的對比我們發(fā)現(xiàn)，在絕大部分產(chǎn)業(yè)內(nèi)，外資企業(yè)的勞動生產(chǎn)率和資本密集度都要高于內(nèi)資企業(yè)，因此總體上看，外商投資企業(yè)的整體技術(shù)水平要高于國內(nèi)企業(yè)。從各產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率變動情況看，1999-2003年各產(chǎn)業(yè)中內(nèi)外資企業(yè)的勞動生產(chǎn)率水平均有不同程度的提高，劃分到內(nèi)資企業(yè)技術(shù)水平差距較小這一組的行業(yè)數(shù)量逐年增加，相應(yīng)的劃歸于內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較大的行業(yè)數(shù)量逐年減少，這表明內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)之間的技術(shù)水平差距正逐年縮小。而用資本密集度指標(biāo)衡量的內(nèi)外資技術(shù)水平差距也呈現(xiàn)出大致相同的變化趨勢。表1 按勞動生產(chǎn)率以及資本密集度指標(biāo)對樣本進(jìn)行

18、的分組情況年份勞動生產(chǎn)率指標(biāo)資本密集度指標(biāo)TG較小的行業(yè)數(shù)TG較大的行業(yè)數(shù)TG較小的行業(yè)數(shù)TG較大的行業(yè)數(shù) 199913221619 200017181817 200118172213 200220152510 200322132510平均19162114資料來源：根據(jù)2000-2004年中國統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)整理。2、分組檢驗(yàn)（1）基礎(chǔ)方程分組檢驗(yàn)首先依據(jù)上文對樣本進(jìn)行的分組情況，對基礎(chǔ)方程（6）進(jìn)行分組檢驗(yàn)，結(jié)果見表2表2 .基礎(chǔ)方程分組檢驗(yàn)結(jié)果常數(shù)項(xiàng)LnKhLnLhLnKfR2，調(diào)整R2F值DWN勞動生產(chǎn)率指標(biāo)TG差距較小的產(chǎn)業(yè)-0.66(-1.01)0.81(15.99)*0.10(1.4

19、2)0.09(4.16)*0.920.91355.901. 2295 TG差距較大的產(chǎn)業(yè)-2.33(-3.03)*0.53(5.23)*0.33(3.69)*0.15(4.37)*0.840.83130.691. 6980資本密集度指標(biāo)TG差距較小的產(chǎn)業(yè)-0.85(-1.39)0.79(16.59)*0.13(1.95)0.08(3.95)*0.920.91366.311.56105TG差距較大的產(chǎn)業(yè)-2.81(-3.20)*0.49(4.62)*0.38(3.99)*0.15(4.10)*0.860.85112.901.7270注：回歸結(jié)果中的*、*分別代表通過了1%、10%的顯著性水平。在

20、各組樣本的回歸結(jié)果中，度量外資溢出效應(yīng)的參數(shù)回歸結(jié)果均為正，并且通過了1%的顯著性水平的檢驗(yàn)，這說明外商投資企業(yè)對各產(chǎn)業(yè)的內(nèi)資企業(yè)均產(chǎn)生了正面的溢出效應(yīng)。對比分組回歸結(jié)果我們還發(fā)現(xiàn)，不論是用勞動生產(chǎn)率指標(biāo)還是用資本密集度指標(biāo)來衡量，在內(nèi)外資技術(shù)水平差距較大的樣本組中，外資項(xiàng)的系數(shù)均要大于技術(shù)差距較小的樣本組對應(yīng)的數(shù)值，表明在內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較大的行業(yè)中，外資產(chǎn)生了更強(qiáng)的溢出效應(yīng)。（2）連乘方程檢驗(yàn)將技術(shù)水平差距變量與外資企業(yè)資產(chǎn)相乘構(gòu)成連乘變量，納入到基礎(chǔ)方程（6）中可以得到模型（10）： （10）與上面對基礎(chǔ)方程的檢驗(yàn)一樣，我們首先使用全部樣本進(jìn)行回歸，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行分組檢驗(yàn)（結(jié)果見

21、表3）。表3 連乘方程檢驗(yàn)結(jié)果常數(shù)項(xiàng)LnKhLnLhLnKf*TG-GapR2，調(diào)整R2F值DWN勞動生產(chǎn)率指標(biāo)包含連乘變量的基礎(chǔ)方程-1.53(-2.63)*0.67(12.32)*0.24(3.81)*0.06(2.77)*0.840.83298.591. 37175 TG差距較小的產(chǎn)業(yè)-0.84(-1.15)0.81(15.13)*0.12(1.57)0.06(2.62)*0.920.91318.421. 6595 TG差距較大的產(chǎn)業(yè)-2.54(-3.09)*0.56(5.02)*0.33(3.45)*0.11(2.87)*0.820.81112.891. 4980資本密集度指標(biāo)包含連乘

22、變量的基礎(chǔ)方程-1.34(-2.32)*0.66(12.54)*0.22(3.50)*0.08(3.65)*0.850.84309.761. 39175 TG差距較小的產(chǎn)業(yè)-0.86(-1.34)0.79(16.24)*0.13(1.91)0.06(3.15)*0.910.90346.811.52105TG差距較大的產(chǎn)業(yè)-3.01(-3.29)*0.52(4.52)*0.38(3.79)*0.13(3.65)*0.900.89100.671.4670注：回歸結(jié)果中的*、*分別代表通過了1%、10%的顯著性水平。在包含連乘變量的兩個(gè)基礎(chǔ)方程回歸結(jié)果中，連乘變量的系數(shù)均為正，并且通過了1%的顯著性

23、水平檢驗(yàn)。這說明從總體上看，內(nèi)外資企業(yè)之間的技術(shù)差距并沒有成為外資企業(yè)產(chǎn)生溢出效應(yīng)的阻礙因素，反而對溢出效應(yīng)有著促進(jìn)作用。分組檢驗(yàn)中我們發(fā)現(xiàn)，在技術(shù)差距較大和較小的行業(yè)中連乘變量的系數(shù)均為正，并且都達(dá)到了5%的顯著性水平，說明在兩組樣本行業(yè)中外資均產(chǎn)生了溢出效應(yīng)。通過對比兩組回歸結(jié)果我們還發(fā)現(xiàn)，在技術(shù)差距較大的行業(yè)中，連乘變量的系數(shù)更大且顯著性水平也有所提高，說明在技術(shù)差距較大的行業(yè)中，外資產(chǎn)生了更為顯著的溢出效應(yīng)。這一結(jié)果與上文基礎(chǔ)方程的分組檢驗(yàn)結(jié)果完全一致，增加了本文回歸結(jié)果的準(zhǔn)確度。四、結(jié)論及簡單的討論本文的實(shí)證結(jié)果，我們可以簡單歸結(jié)為以下兩點(diǎn)：（一）總體上看，外商在華直接投資在我國工業(yè)

24、部門的各行業(yè)內(nèi)產(chǎn)生了顯著的正面的溢出效應(yīng)，但是內(nèi)資企業(yè)的資本與勞動力投入仍然是影響內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)出的兩個(gè)最重要的因素。（二）在基礎(chǔ)模型分組檢驗(yàn)以及連乘變量模型的分組檢驗(yàn)中，不論是用勞動生產(chǎn)率還是用資本密集度來衡量內(nèi)外資企業(yè)之間的技術(shù)水平差距，回歸結(jié)果均表明內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)水平差距對外資的溢出效應(yīng)有著較大的影響，在技術(shù)水平差距較大的行業(yè)中，外資產(chǎn)生了更為顯著的溢出效應(yīng)。針對發(fā)展中國家進(jìn)行的研究大多認(rèn)為，在內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較小的行業(yè)，外資的溢出效應(yīng)較為顯著，而在內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較大的行業(yè)，外資的溢出效應(yīng)較弱，甚至為負(fù)。國內(nèi)學(xué)者秦曉鐘（1998）、李曉英等人（Li，Xiaoying，2001

25、）也得出了類似的結(jié)論。對此的解釋是，由于發(fā)展中國家國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平較低，對外資企業(yè)先進(jìn)技術(shù)的吸收能力較弱，因此只有在內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較小的行業(yè)，外資才會產(chǎn)生顯著的溢出效應(yīng)。而本文實(shí)證得出的結(jié)論恰好相反，結(jié)論的不一致，應(yīng)該可以從以下幾個(gè)方面予以解釋：首先必須糾正一個(gè)認(rèn)識上的誤區(qū)，筆者認(rèn)為內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距的大小只是在行業(yè)內(nèi)進(jìn)行比較的結(jié)果，是一個(gè)相對的概念，并不代表著行業(yè)技術(shù)水平的絕對高低。實(shí)際上，許多內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較大的行業(yè)都是國內(nèi)企業(yè)技術(shù)水平較高的行業(yè)，如醫(yī)藥制造業(yè)、交通設(shè)備制造業(yè)、普通機(jī)械制造業(yè)等。因此單從內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)差距較大這個(gè)相對指標(biāo)并不能得出某行業(yè)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)水平

26、較低的結(jié)論。其次，與國內(nèi)學(xué)者相關(guān)研究結(jié)論的差異可能主要是由于分析樣本的不同造成的。在上述國內(nèi)學(xué)者的研究中，考察的對象是1995年進(jìn)行第三次工業(yè)普查時(shí)內(nèi)外資企業(yè)的情況，而本文使用的是1999-2003年的相關(guān)數(shù)據(jù)。國內(nèi)學(xué)者的實(shí)證研究結(jié)果實(shí)際上表明，在某些行業(yè)，當(dāng)時(shí)的國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平、競爭能力還較弱，因此技術(shù)水平差距成為外資溢出效應(yīng)的阻礙因素。本文的實(shí)證結(jié)果表明，二十世紀(jì)九十年代末期以來，內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平和競爭能力已經(jīng)成功跨越了讓外資產(chǎn)生正面溢出效應(yīng)的“發(fā)展門檻”。在這種情況下，外資的溢出效應(yīng)成為內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距的增函數(shù)，外資技術(shù)水平相對越高，則對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)越大。我們可以在現(xiàn)實(shí)中

27、看到這種變化。二十世紀(jì)九十年代初期，當(dāng)外資開始大規(guī)模進(jìn)入中國時(shí)，長期在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下經(jīng)營的國有企業(yè)的競爭力還相當(dāng)弱。在許多行業(yè)，如通訊設(shè)備、飲料、日化用品等行業(yè)都出現(xiàn)了外資擠出國內(nèi)企業(yè)并壟斷國內(nèi)市場的局面，有關(guān)保護(hù)民族工業(yè)的提法也在1995、1996年達(dá)到了鼎盛。在這種情況下，內(nèi)外資企業(yè)較大的技術(shù)差距確實(shí)阻礙了國內(nèi)企業(yè)的學(xué)習(xí)和模仿，在一些技術(shù)差距較大的行業(yè)，外資產(chǎn)生負(fù)面溢出效應(yīng)也在情理之中。而二十世紀(jì)九十年代后半期正是我國國有企業(yè)改革取得重要成就的時(shí)期，隨著現(xiàn)代企業(yè)制度的建立，企業(yè)研發(fā)投入的逐年增加，在激烈的競爭中堅(jiān)持下來的國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平和競爭力都有了顯著提高，在各個(gè)行業(yè)均能夠與外資進(jìn)行有

28、效的競爭。在這種情況下，對已經(jīng)跨越了“發(fā)展門檻”的內(nèi)資企業(yè)而言，技術(shù)差距已不再構(gòu)成外資溢出效應(yīng)的障礙，反而成為外資溢出效應(yīng)的促進(jìn)因素。技術(shù)水平差距較大時(shí)，國內(nèi)企業(yè)“趕超”的潛力就較大，外資溢出效應(yīng)也就較為顯著。學(xué)者們基于“內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)水平差距較小，外資溢出效應(yīng)較顯著”這一研究結(jié)論，提出應(yīng)該引進(jìn)技術(shù)水平適中的外資，從當(dāng)時(shí)的實(shí)際情況看，這一政策建議對引進(jìn)外資工作起到了重要的指導(dǎo)作用，避免了對高技術(shù)水平的盲目追求。而基于本文的研究結(jié)論，筆者認(rèn)為，應(yīng)進(jìn)一步提升外國投資者在華投資的技術(shù)水平以促使其產(chǎn)生更大的溢出效應(yīng)。而要達(dá)到這一目的，關(guān)鍵還在于不斷提高內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平、競爭實(shí)力，“以競爭求技術(shù)”，通

29、過競爭促使外資企業(yè)主動地提升在華的技術(shù)水平。只有這樣，溢出效應(yīng)發(fā)生過程中內(nèi)外資企業(yè)之間的正反饋機(jī)制、內(nèi)資企業(yè)的動態(tài)技術(shù)進(jìn)步機(jī)制才可能成功建立。參考文獻(xiàn)：何潔，外國直接投資對中國工業(yè)部門外溢效應(yīng)的進(jìn)一步精確量化，世界經(jīng)濟(jì)，2000年第12期潘文卿，外商直接投資對中國工業(yè)部門的外溢效應(yīng)：基于面板數(shù)據(jù)的分析，世界經(jīng)濟(jì)，2003年第6期。沈坤榮等：外國直接投資的外溢效應(yīng)分析，金融研究，2000年第3期。秦曉鐘等，外商對華直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的實(shí)證分析，江蘇經(jīng)濟(jì)探討，1998年第4期。王飛：外商直接投資促進(jìn)了國內(nèi)工業(yè)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步嗎？，世界經(jīng)濟(jì)研究，2003年第4期。吳德進(jìn)：福建省外商工業(yè)直接投資溢出效應(yīng)

30、分析，福建論壇2003年第1期。周妍：對外商直接投資外溢效應(yīng)的實(shí)證研究，經(jīng)濟(jì)問題探索2002年第6期。Aitken, B., Harrison, A., 1999. Do Domestic Firms Benefit from Foreign Direct Investment? Evidence from Venezuela, American Economic Review 89, 605618.Barrios, Salvador ,2000. Are there Positive Spillovers from Foreign Direct Investment?Evidence fro

31、m the Spanish Experience (1990-1994),mimeo, University of Manchester.Blomstrom, M. and Persson, H., 1983. Foreign Direct Investment and Spillover Efficiency in an Underdeveloped Economy: Evidence from the Mexican Manufacturing Industry. World Development 11, 493501.Blomstrm, M., 1986. Foreign Invest

32、ment and Productive Efficiency: The case of Mexico, Journal of Industrial Economics 15, 97-110.Cantwell ,J.1989.Technological Innovation and Multinational Corporations, Oxford: Blackwell.Caves, R.E., 1974. Multinational Firms, Competition and Productivity in Host-country Markets, Economica 41, 17619

33、3.Dimelis, S. and Louri, H. ,2002. Foreign Ownership and Production Efficiency: A Quantile Regression Analysis, Oxford Economic Papers (forthcoming).Findlay.R.,1978,Relative Backwardness Direct Foreign Investment and The Transfer of Technology:A Simple Dynamic Model, Quarterly Journal of Economics,9

34、2,1-16.Globerman, S., 1979. Foreign Direct Investment and Spillover Efficiency Benefits in Canadian Manufacturing Industries, Canadian Journal of Economics 12, 4256.Haddad, M and A. Harrison, 1993. Are There Positive Spillovers from Direct Foreign Investment? Evidence from panel data for Morocco. Jo

35、urnal of Development Economics 42, 5174.Kokko, A., 1994. Technology Market Characteristics and Spillovers. Journal of Development Economics 43, 279293.Kokko A.,Tansini and M. Zejan,1996. Productivity Spillovers from FDI in the Uruguayan Manufacturing Sector, Journal of Development Studies, 32, 602-611.Lapan, H. and Bardhan P., 1973, Localised Technical Progress and Transfer of Technology and Economic Development, Journal of Economic Theory, 6, 585-595.Li