摘 要：本文通過對我國制造業(yè)各行業(yè)1995—2009年間的面板數(shù)據(jù)建立相應(yīng)的計量經(jīng)濟(jì)模型，對我國入世以來外商直接投資（FDI）的技術(shù)溢出效應(yīng)做實(shí)證分析。結(jié)果表明，F(xiàn)DI對我國的制造業(yè)確實(shí)存在技術(shù)溢出效應(yīng)，但FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)受行業(yè)屬性的影響，并且技術(shù)溢出存在門檻效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：FDI技術(shù)溢出效應(yīng)；門檻效應(yīng)；制造業(yè)面板數(shù)據(jù)；計量經(jīng)濟(jì)模型

中圖分類號：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０12)05－００17－０5 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.05.04

技術(shù)創(chuàng)新是一個國家經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的重要決定因素，同時也是一個國家保持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要源泉和動力。20世紀(jì)80年代以來，外商直接投資（FDI）成為發(fā)展中國家向發(fā)達(dá)國家獲取技術(shù)轉(zhuǎn)移的主要形式，發(fā)展中國家都希望通過利用FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)，通過學(xué)習(xí)、模仿和吸收跨國公司的先進(jìn)技術(shù)，加強(qiáng)和改善自身的技術(shù)創(chuàng)新能力，進(jìn)而加速本國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。近年來，隨著我國對外開放的程度不斷擴(kuò)大，我國FDI的流入量也隨之逐年增加。2002年，我國首次超越美國成為世界上外資流入量最大的國家，F(xiàn)DI的流入對我國的經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了巨大的促進(jìn)作用。

我國吸收的FDI大部分都流向了工業(yè)部門，其中60%～70%都流向了制造業(yè)[1]。由于我國制造業(yè)各行業(yè)存在行業(yè)屬性的差異，相應(yīng)地FDI的流入對各行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響可能不盡相同，因此，探討FDI對我國制造業(yè)不同行業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的差異，進(jìn)而探尋導(dǎo)致該差異的原因，對我國制造業(yè)各行業(yè)有針對性地利用外資促進(jìn)其自身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新有著重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

一、FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)與門檻效應(yīng)

技術(shù)溢出效應(yīng)是FDI影響東道國技術(shù)進(jìn)步的最重要的方式。溢出效應(yīng)是擴(kuò)散效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)外在性表現(xiàn)，是跨國公司影響東道國技術(shù)水平的主要途徑[2]。所謂技術(shù)溢出效應(yīng)，是指FDI的流入對東道國經(jīng)濟(jì)效率和經(jīng)濟(jì)增長以及發(fā)展能力會發(fā)生無意識的影響，即通過間接的作用來改變東道國相關(guān)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的過程。發(fā)展中國家利用FDI帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)，通過學(xué)習(xí)、模仿和吸收跨國公司的先進(jìn)技術(shù)，加強(qiáng)和改善自身的技術(shù)創(chuàng)新能力，進(jìn)而加速本國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但國外的學(xué)者研究表明，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢效應(yīng)通常發(fā)生在一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較高、基礎(chǔ)設(shè)施相對較為完善的發(fā)達(dá)國家以及部分發(fā)展較好的發(fā)展中國家。Balasu-brananyam（1998）認(rèn)為，只有在東道國具備穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、完善的基礎(chǔ)設(shè)施以及充足的人力資源的前提條件下，F(xiàn)DI才會成為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的工具，Bore-nztein（1998）把這一現(xiàn)象稱之為“門檻效應(yīng)”[3]。也就是說只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展超越了一定的“門檻”水平， FDI才會產(chǎn)生相應(yīng)的技術(shù)外溢效應(yīng)。廣義上的“門檻”實(shí)際上就是指影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的諸多因素的某一特定水平。在此“門檻”水平之上，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢效應(yīng)才能得以體現(xiàn)，反之，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)則不會體現(xiàn)，甚至?xí)种平?jīng)濟(jì)體的發(fā)展。本文認(rèn)為，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)各行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升也具有“門檻效應(yīng)” 的特點(diǎn)，即只有當(dāng)影響FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的因素超越了“門檻”水平，F(xiàn)DI的引入才能夠?qū)ξ覈圃鞓I(yè)各部門的技術(shù)水平起到促進(jìn)作用。目前，大多數(shù)研究旨在研究技術(shù)水平差距以及人力資本的門檻效應(yīng)。而從更為廣義的角度來講，這個“門檻”不僅局限于人力資本，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及金融發(fā)展程度等因素都存在制約FDI對東道國技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮積極作用的“門檻”[4]。本文將主要從制造業(yè)各行業(yè)的勞動生產(chǎn)率這一角度來探討，另外，考慮到FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)可能不會立即顯現(xiàn)出來，即可能會存在一定的滯后性，本文將做動態(tài)分析研究。

二、計量經(jīng)濟(jì)模型的設(shè)定

本文使用我國制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)對我國制造業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行了估計。在此，假定我國制造業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯形式生產(chǎn)函數(shù)。FDI對于某一行業(yè)的影響不僅局限于其所帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)，而且對于該行業(yè)的固定資產(chǎn)投資以及就業(yè)情況都會產(chǎn)生一定的影響，但鑒于該影響不易衡量，本文將不予考慮，只考慮FDI對于該行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響，即其所帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)。那么假設(shè)我國制造業(yè)各行業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=F（K，L），即Yit=AitKitLit （1）

其中，i代表行業(yè)；t代表時期；Y代表產(chǎn)出；K代表資本投入；L代表勞動投入；A為技術(shù)系數(shù)或者全要素生產(chǎn)率，是衡量一個國家或行業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的關(guān)鍵指標(biāo)；、分別表示資本和勞動的產(chǎn)出彈性[5]。分別對上述生產(chǎn)函數(shù)的兩端取對數(shù)可得：

lnYit=lnAit+lnKit+lnLit （2）

令yit=lnYit，ait=lnAit，kit=lnkit，lit=lnLit

則上式可轉(zhuǎn)化為yit=ait+kit+lit

由于FDI可以帶來技術(shù)溢出效應(yīng)，而全要素生產(chǎn)率是衡量一個國家或者行業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的關(guān)鍵指標(biāo)，在此假定技術(shù)系數(shù)或全要素生產(chǎn)率為FDI的函數(shù)，即ait=a（FDIit）。為了避免異方差問題，在此對其取自然對數(shù)lnFDIit，并令fdiit=lnFDIit，即有ait=?啄+?酌；那么（2）式可以表示為：

yit=?啄+kit+lit+?酌fdiit+it （3）

另外，考慮到制造業(yè)各行業(yè)有資本密集型和勞動密集型之分，F(xiàn)DI帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)可能會對這兩種類型的行業(yè)部門產(chǎn)生不同的影響，因此，基于行業(yè)屬性的考慮，文中引入虛擬變量D1i。D1i有兩個取值，當(dāng)該行業(yè)屬于勞動密集型行業(yè)時，取1；如果屬于資本密集型行業(yè)時，則D1i取0。本文采用勞動密集性指數(shù)li來表示某一行業(yè)的行業(yè)屬性，勞動密集性指數(shù)衡量了各個產(chǎn)業(yè)部門的勞動密集性程度，部門i的勞動密集性指數(shù)li定義為：li=（vi/ni）/（vT/nT）。

其中，vi和ni分別表示產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)業(yè)增加值以及從業(yè)人數(shù)；vT和nT表示全國所有產(chǎn)業(yè)的增加值和所有產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)目[6]。如果這一指數(shù)小于1，則表示該產(chǎn)業(yè)為勞動密集型，反之為資本密集型，具體計算結(jié)果見表1。

那么，分析通過外商直接投資產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)的計量經(jīng)濟(jì)模型可以設(shè)定為：

yit=?啄1+1kit+1lit+?酌1fdiit+?姿1D1i×fdiit+?著it （4）

由于FDI的技術(shù)外溢存在門檻，為了找到這一門檻，在方程（4）的基礎(chǔ)上引入虛擬變量D2i，D2i表示某一行業(yè)的勞動生產(chǎn)率是否超過了行業(yè)發(fā)展門檻的的虛擬變量。如果該行業(yè)超過了其發(fā)展門檻，D2i取值為1；如果該行業(yè)未跨過行業(yè)的發(fā)展門檻，那么的取值為0。則有：

yit=?啄2+2kit+2lit+?酌2fdiit+?姿2D2i×fdiit+?漬it （5）

通常情況下，可以用全要素生產(chǎn)率來衡量一個國家的技術(shù)進(jìn)步，而勞動生產(chǎn)率又是全要素生產(chǎn)率的一個關(guān)鍵因素，因此，本文用各行業(yè)的勞動生產(chǎn)率來衡量FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的門檻。首先，假設(shè)行業(yè)發(fā)展的門檻就是制造業(yè)各行業(yè)最低的勞動生產(chǎn)率，此時所有行業(yè)的D2i的取值均為1，利用上述方程（5）進(jìn)行回歸，然后再假設(shè)勞動生產(chǎn)率倒數(shù)第二低的行業(yè)的D2i取值為1，勞動生產(chǎn)率最低的行業(yè)的值為0，以此類推，逐一回歸，比較各個回歸方程，找出使得D2i項(xiàng)的T檢驗(yàn)值最大的方程，與之相對應(yīng)的勞動生產(chǎn)率就是決定FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的行業(yè)門檻。

確定了行業(yè)發(fā)展門檻之后，為檢驗(yàn)在行業(yè)性質(zhì)以及行業(yè)發(fā)展門檻共同作用下FDI帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)，同時將虛擬變量D1i和D2i引入方程，則有：

yit=?啄3+3kit+3lit+?酌3fdiit+?姿3D1i×fdiit+?姿4D2i×fdiit+it （6）

三、數(shù)據(jù)來源與說明

根據(jù)我國統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒年度數(shù)據(jù)，我國制造業(yè)共劃分為39個行業(yè)，但每年所統(tǒng)計的行業(yè)有所不同，諸如石油和天然氣開采業(yè)、其他礦采選業(yè)、木材及竹材采運(yùn)業(yè)、工藝品及其他制造業(yè)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)以及燃?xì)馍a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)這6個行業(yè)有些年份并未納入統(tǒng)計，因而無法收集到完全的數(shù)據(jù)，經(jīng)過整理可以搜集到我國制造業(yè)34個細(xì)分行業(yè)的完整數(shù)據(jù)，故而選取這34個細(xì)分行業(yè)的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析①。

1.產(chǎn)出的度量。產(chǎn)出（Y）采用各個細(xì)分行業(yè)1995—2009年的工業(yè)總產(chǎn)值來表示，并且以各個年份細(xì)分行業(yè)的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，折算為1991年不變價格表示的數(shù)值。另外，由于2002年度我國制造業(yè)各個細(xì)分行業(yè)的固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員數(shù)以及FDI這三項(xiàng)并未做統(tǒng)計，因此本文采用的是1995—2001年以及2003—2009年間的數(shù)據(jù)。由于本文采用的是面板數(shù)據(jù)，故而數(shù)據(jù)的不連續(xù)性對于結(jié)果影響并不會很大。

2.資本投入的度量。資本投入（K）采用各個細(xì)分行業(yè)1995—2001年以及2003—2009年的固定資產(chǎn)年平均凈額表示，并且以各年份固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，折算為1991年不變價格表示的數(shù)值。

3.勞動投入的度量。對于勞動投入（L），考慮到數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和可獲得性，本文并未考慮勞動時間以及勞動效率，而是采用各細(xì)分行業(yè)年平均從業(yè)人員來表示。

4.FDI的度量。通過相關(guān)年鑒只能獲得制造業(yè)整體的外商投資額，無法獲取細(xì)分行業(yè)的外商投資額。本文選用細(xì)分行業(yè)外商投資企業(yè)的總資產(chǎn)來代替外商投資額，并且以各年份商品零售價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，折算為1991年不變價格表示的數(shù)值。

四、計量回歸

由于FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)可能存在滯后性，分別選取滯后時間為一年、兩年、三年等，通過比較回歸結(jié)果，找出使得FDI的系數(shù)估計量的T值最大的一項(xiàng)，即表示該滯后年限是FDI帶來最大技術(shù)溢出效應(yīng)的滯后年限。

由于面板數(shù)據(jù)同時具有時間和截面序列的兩維性，故而對模型的設(shè)定決定了參數(shù)估計的有效性，首先對模型的設(shè)定形式進(jìn)行假設(shè)式檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)模型主要包括不變參數(shù)模型、變截距模型以及變系數(shù)模型三類。首先，要對相應(yīng)的模型設(shè)定進(jìn)行F檢驗(yàn)，其原理步驟如下：

變系數(shù)模型的回歸方程形式可以寫為：

yit=i+ixit+it （7）

變截距模型的回歸方程形式可以寫為：

yit=i+xit+it （8）

不變系數(shù)模型的回歸方程形式可以寫為：

yit=+xit+it （9）

對模型設(shè)定形式的檢驗(yàn)，卻對以下兩個假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)：

H1 ∶ 1=2=……N

H2 ∶ 1=2=……N，1=2=……N

如果接受H2，則認(rèn)為面板數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型；如果拒絕H2，進(jìn)一步檢驗(yàn)H1，如果拒絕H1，那么就認(rèn)為面板數(shù)據(jù)符合變系數(shù)模型，否則符合變截距模型。分別計算出上式（7）、（8）和（9）的殘差平方和，記作S1、S2、S3。在H2假設(shè)下，構(gòu)造服從相應(yīng)自由度的F檢驗(yàn)統(tǒng)計量，即：

F2=~F[（N-1）（K+1），N（T-k-1）]

如果在一定顯著性水平下接受H2，則可將模型設(shè)定為不變系數(shù)模型；如果拒絕H2，繼續(xù)檢驗(yàn)H1。在H1下，構(gòu)造F檢驗(yàn)統(tǒng)計量，即：

F1=~F[（N-1）K，N（T-k-1）]

同理，如果接受H1，則模型可設(shè)定為變截距形式，反之為變系數(shù)模型。而變截距形式又分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種，為進(jìn)一步確定模型的形式，應(yīng)繼續(xù)采用Hauseman檢驗(yàn)加以判斷。

首先選滯后期限為一年，以不變系數(shù)模型對（4）進(jìn)行回歸，可以得到S3=165.4667，再以變截距模型對方程（4）進(jìn)行回歸，可以得到S2=20.04989，同理可得S1=110.47029。那么F2==0.8207。在5%的顯著性水平下，滿足F2

yit=-1.662633+0.555039kit+0.418403lit+2.638394fdiit-2.064664D1i×fdiit

（10.58322*①）(3.327425*)(6.597981*)(16.32436*)(-4.927224*)

R2=0.8595 R2=0.857039 F=308.6943 DW=1.72694（10）

樣本數(shù)：12 34，其中括號內(nèi)的為各參數(shù)估計量的t值。

由回歸方程(10)可以看出，F(xiàn)DI對于我國制造業(yè)各行業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)的系數(shù)估計值為2.68394-2.064664Dit。即對資本密集型行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)為2.68394，對勞動密集型行業(yè)的影響系數(shù)為0.619276，由此可見 ，行業(yè)屬性對于FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)有較大的影響，F(xiàn)DI對資本密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于對勞動密集型產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用。

通過對方程（5）在不同的生產(chǎn)率水平下逐一回歸，得到結(jié)果如表2所示。從表2可得出，行業(yè)發(fā)展門檻為勞動生產(chǎn)率4.47萬元。未通過該門檻的行業(yè)有煤炭開采和洗選業(yè)、非金屬礦采選業(yè)、紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制、文教體育用品制造業(yè)、非金屬礦物制造業(yè)以及自來水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)。通過勞動密集指數(shù)來看，這些未通過行業(yè)門檻的均為勞動密集型行業(yè)，而資本密集型行業(yè)都通過了行業(yè)的發(fā)展門檻，部分勞動密集型行業(yè)通過了行業(yè)發(fā)展門檻。

從回歸方程（11）可看出，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)各行業(yè)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新的影響系數(shù)為-1.084309+2.254292D2i，那么，對于未通過行業(yè)發(fā)展門檻的部門來講，外資對其影響系數(shù)為-1.084309，而對于通過該門檻的行業(yè)來說，影響系數(shù)為1.169983。這一結(jié)果表明，當(dāng)行業(yè)超過發(fā)展門檻的時候，F(xiàn)DI會對其技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新起促進(jìn)作用，而未能超過發(fā)展門檻時外資的引入會阻礙其自身的技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步。由此說明，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢的確存在“門檻效應(yīng)”。

對行業(yè)屬性和門檻效應(yīng)共同作用下的FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，其結(jié)果如下：

通過回歸方程（12）可看出，在行業(yè)屬性和行業(yè)發(fā)展門檻的共同作用下，回歸方程各解釋變量和回歸方程本身都具有統(tǒng)計顯著性，而且擬合程度也比較高。FDI對于我國制造業(yè)各部門技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步的影響系數(shù)為-0.9294fdiit-0.73775D1i×fdiit+2.9682D2i×fdiit ，當(dāng)勞動密集型行業(yè)的發(fā)展沒能跨過行業(yè)發(fā)展門檻時，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響系數(shù)的估計值為-1.66715。當(dāng)勞動密集型行業(yè)的發(fā)展跨過了行業(yè)發(fā)展門檻時，F(xiàn)DI對于我國制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步影響系數(shù)的估計值為1.30105。當(dāng)資本密集性行業(yè)的發(fā)展超過了行業(yè)發(fā)展門檻時，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響系數(shù)的估計值為2.0388。

當(dāng)勞動密集型行業(yè)的發(fā)展未能跨過行業(yè)發(fā)展門檻時，F(xiàn)DI的引入不僅不能為相關(guān)部門帶來技術(shù)溢出效應(yīng)以促進(jìn)這些行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步，反而還會抑制阻礙這些行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。當(dāng)勞動密集型行業(yè)的發(fā)展超過了行業(yè)發(fā)展的門檻時，F(xiàn)DI會促進(jìn)這些行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新。我國的資本密集型行業(yè)都能夠超過我國制造業(yè)的行業(yè)發(fā)展門檻，F(xiàn)DI的引入會促進(jìn)了我國資本密集性行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，而且外資對于我國資本密集型行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和進(jìn)步的促進(jìn)作用要大于對跨過了行業(yè)發(fā)展門檻的勞動密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步所發(fā)揮的促進(jìn)作用。

五、結(jié)論與建議

技術(shù)溢出效應(yīng)是指跨國公司具有的研發(fā)能力、產(chǎn)品技術(shù)和管理技術(shù)從外商投資企業(yè)向東道國企業(yè)非自愿地擴(kuò)散效應(yīng)，促進(jìn)了東道國技術(shù)水平的提高，但跨國公司又無法獲得全部的收益，它是經(jīng)濟(jì)外部性的表現(xiàn)[7]。技術(shù)外溢效應(yīng)主要是通過學(xué)習(xí)與模仿效應(yīng)、市場競爭效應(yīng)、企業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)、人力資本雙向流動效應(yīng)以及對東道國配套企業(yè)的帶動效應(yīng)等實(shí)現(xiàn)的。入世以來，我國由于充足的自然資源以及廉價的勞動力成本吸引了大量的外商直接投資，許多發(fā)達(dá)國家的企業(yè)到我國建廠生產(chǎn)，產(chǎn)生了大規(guī)模生產(chǎn)的規(guī)模效益，有效地提升了我國制造業(yè)整體的生產(chǎn)率水平。通過建立相關(guān)的計量經(jīng)濟(jì)模型并進(jìn)行回歸分析，得到以下結(jié)論：

1.FDI對我國制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響存在著“門檻效應(yīng)”。當(dāng)行業(yè)的發(fā)展沒能超過行業(yè)發(fā)展門檻時，F(xiàn)DI的引入會阻礙行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。當(dāng)行業(yè)的發(fā)展超過了行業(yè)發(fā)展門檻時，外資的引入會促進(jìn)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。FDI對未通過行業(yè)發(fā)展門檻的行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)為-1.084309，對于通過了行業(yè)門檻的行業(yè)來說，影響系數(shù)為1.169983。我國大多數(shù)的行業(yè)都能超過這一門檻，因此，外資的引入確實(shí)會促進(jìn)我國整個制造業(yè)整體的技術(shù)進(jìn)步。

2.對于我國制造業(yè)來講，F(xiàn)DI對勞動密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響程度不同。行業(yè)的勞動密集性程度是影響是否引入外資的重要因素，也是影響FDI對技術(shù)進(jìn)步作用程度的重要因素。FDI對資本密集型行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響系數(shù)為2.68394，對勞動密集型行業(yè)的影響系數(shù)為0.619276。在我國制造業(yè)各行業(yè)當(dāng)中，資本密集型行業(yè)吸引外資的數(shù)量呈現(xiàn)出增長的趨勢，在這些行業(yè)中，F(xiàn)DI對于技術(shù)進(jìn)步的影響將會更大。FDI會阻礙未能超過行業(yè)門檻的勞動密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，會促進(jìn)跨越行業(yè)發(fā)展門檻的勞動密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，而且FDI對于我國制造業(yè)資本密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步的積極影響遠(yuǎn)大于其對跨越行業(yè)發(fā)展門檻的勞動密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用。FDI對我國沒能跨過行業(yè)發(fā)展門檻的勞動密集型行業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響系數(shù)的估計值為-1.66715，對于我國跨過了行業(yè)發(fā)展門檻的勞動密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步影響系數(shù)的估計值為1.30105，對我國發(fā)展超過了行業(yè)發(fā)展門檻的資本密集性行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步影響系數(shù)的估計值為2.0388。究其原因，主要是我國的勞動密集型行業(yè)對于技術(shù)的吸收能力較差，致使FDI對于這類行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)作用不是很大，甚至是抑制作用。而我國的資本密集性行業(yè)的國際化程度比較高，能夠很好地承接發(fā)達(dá)國家資本密集型產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的國際轉(zhuǎn)移，進(jìn)而獲得良好的發(fā)展機(jī)遇，同時，這類行業(yè)對技術(shù)有著比較強(qiáng)的吸收能力，因而FDI在這類行業(yè)中發(fā)揮了比較大的技術(shù)溢出效應(yīng)。

由以上結(jié)論可看出，F(xiàn)DI對我國制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新及發(fā)展提供了良好的途徑和機(jī)遇，但由于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)存在門檻效應(yīng)，F(xiàn)DI的流入同時也會阻礙我國制造業(yè)部分勞動密集型行業(yè)的發(fā)展和進(jìn)步。因此，在引進(jìn)外資時應(yīng)注意以下幾點(diǎn)：

1.由于我國大部分的行業(yè)都跨過了行業(yè)發(fā)展門檻，而FDI對于跨越行業(yè)發(fā)展門檻的行業(yè)，資本密集型或者勞動密集型行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步都有積極的促進(jìn)作用，因此目前我國應(yīng)繼續(xù)積極引進(jìn)外資。為了更好地吸引跨國公司到我國投資，各級政府應(yīng)積極地改善包括對外經(jīng)濟(jì)環(huán)境政策、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和工業(yè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的總體經(jīng)濟(jì)環(huán)境。企業(yè)也要加強(qiáng)對員工的技術(shù)培訓(xùn)以提高對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的吸收能力。

2.引進(jìn)FDI應(yīng)以勞動生產(chǎn)率較高、全要素生產(chǎn)率提升較快以及技術(shù)提升空間比較大的行業(yè)為主。資本密集型行業(yè)應(yīng)被視為重點(diǎn)引入外資的范圍，因?yàn)檫@類行業(yè)積極引進(jìn)外資可以產(chǎn)生更大的產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進(jìn)步的利益。

3.技術(shù)吸納力對于FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)有重要的影響，而只有當(dāng)一個行業(yè)的生產(chǎn)率發(fā)展到一定的水平時，這一行業(yè)才會具有一定的技術(shù)吸納能力，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)才能夠發(fā)生，故而提升行業(yè)生產(chǎn)率至關(guān)重要。

4.縮小與發(fā)達(dá)國家之間的技術(shù)差距。在FDI技術(shù)溢出過程中，技術(shù)溢出效應(yīng)與發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家之間技術(shù)差距的相關(guān)關(guān)系通常為初級階段，溢出水平會隨著技術(shù)差距的增加而升高，但當(dāng)技術(shù)差距增大到某一水平以至于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)無法在現(xiàn)有的經(jīng)驗(yàn)、教育水平及技術(shù)知識基礎(chǔ)上對國外先進(jìn)技術(shù)進(jìn)行吸收時，溢出效應(yīng)將會與技術(shù)差距呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)[8]。因此東道國應(yīng)具備一定的基礎(chǔ)設(shè)施水平以及勞動技術(shù)水平才能跨過發(fā)展門檻，享受FDI技術(shù)溢出帶來的益處。

（責(zé)任編輯：陳薇）

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