喬慧超

（安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233000）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2010年1月12日，國務(wù)院正式批復(fù)《皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃》。安徽皖江城市帶包括合肥、蕪湖、馬鞍山、銅陵、安慶、池州、滁州、宣城八個地級市，以及巢湖市（縣級）、六安市的金安區(qū)和舒城縣承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)納入國家發(fā)展戰(zhàn)略。這是迄今全國唯一以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主題的區(qū)域發(fā)展規(guī)劃，是促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重大舉措。安徽積極參與泛長三角的區(qū)域分工與合作，作為承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的最前沿，勢必為安徽經(jīng)濟加速崛起點燃了助推器[1]。

經(jīng)過一年多的實施，皖江城市帶經(jīng)濟發(fā)展的活力顯現(xiàn)，引進外資的數(shù)量也明顯提升。2010年1—11月，示范區(qū)實際利用外資40.1億美元，增長23.3%，占全省的76.3%[2]。在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的帶動和示范區(qū)品牌效應(yīng)的助推下，必將有大量外資進入皖江城市帶。因此，本文研究外資的進入是否對皖江城市帶帶來經(jīng)濟和技術(shù)溢出效應(yīng)，受到哪些因素的影響，如何利用外資才能更好地推動皖江城市帶的經(jīng)濟發(fā)展與技術(shù)進步具有一定的現(xiàn)實意義。

國外學(xué)者對于FDI溢出效應(yīng)的實證研究起初是基于生產(chǎn)函數(shù)的框架內(nèi)加入反映FDI參加程度的指標(biāo)，以企業(yè)的產(chǎn)出水平、全要素生產(chǎn)率或勞動生產(chǎn)率為被解釋變量，以勞動力數(shù)量、資本存量、FDI等為解釋變量，考察被解釋變量與FDI的參與程度是否呈顯著的相關(guān)關(guān)系，便認(rèn)為FDI的技術(shù)溢出是否存在。在這一基本衡量方法下，不同的學(xué)者得出了不同的結(jié)論。Caves(1974)對澳大利亞制造業(yè)研究[3]、Globerman(1979)對加拿大制造業(yè)的研究[4]、Blomstr?m&Perron(1983)[5]、Blomstr?m&Wolff（1994）[6]對墨西哥制造業(yè)的研究，均支持正向溢出效應(yīng)明顯存在的結(jié)論。然而，Haddad and Harrison(1993)對摩洛哥的研究[7]、Aitken and Harrison(1999)對委內(nèi)瑞拉的研究[8]、Kokko(1996)對烏拉圭的研究[9]，結(jié)果得出沒有發(fā)現(xiàn)溢出效應(yīng)明顯存在，甚至是負(fù)向溢出效應(yīng)的結(jié)論。

FDI技術(shù)溢出效應(yīng)實證結(jié)果的不一致使學(xué)者們進一步認(rèn)為東道國不同的吸收能力是影響FDI技術(shù)溢出的決定因素。其基本方法是構(gòu)造反映東道國行業(yè)特征的變量與FDI參與程度連乘的解釋變量，考察該連乘解釋變量是否與被解釋變量有顯著的相關(guān)關(guān)系，更好的解釋了該東道國行業(yè)特征是否是影響FDI技術(shù)溢出的因素。在該研究方法下，不同的學(xué)者選取了不同的行業(yè)特征變量。具有代表性的有：Kinoshita(2001)通過構(gòu)造捷克企業(yè)的R&D密集度與FDI的交叉項考察R&D密集度對FDI溢出效應(yīng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對R&D密集度較高的企業(yè)有正向溢出效應(yīng)[10]。Borenztein,et.al.（1998）構(gòu)造東道國的人力資本與FDI的交叉項考察東道國人力資本的吸收能力對FDI的溢出效應(yīng)的影響[11]。Kokko(1994)采用連乘變量來檢驗技術(shù)差距對FDI溢出效應(yīng)的影響時發(fā)現(xiàn)，當(dāng)外資與內(nèi)資之間存在較大的技術(shù)差距時會阻礙溢出效應(yīng)的產(chǎn)生[12]。

在借鑒國外學(xué)者研究方法的基礎(chǔ)上，我國學(xué)者對FDI在我國的技術(shù)溢出效應(yīng)及其影響因素也做了成果豐富的研究。潘文卿（2003）對1995-2000年外商投資對中國工業(yè)部門外溢效應(yīng)進行了初步分析，指出外商直接投資的外溢效應(yīng)為正[13]。賴明勇,包群（2003）利用我國1979~2000年的樣本數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明FDI對國內(nèi)技術(shù)進步具有較大的技術(shù)外溢效應(yīng)[14]。謝建國（2006）通過對中國29個省區(qū)1994—2003年的面板數(shù)據(jù)實證分析表明外商直接投資對中國省區(qū)技術(shù)效率的提高有顯著的溢出效應(yīng)[15]。夏業(yè)良、程磊（2010）采用2002—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用隨機前沿分析方法進行實證分析，結(jié)果顯示引入外國資本存在直接溢出效應(yīng)，使企業(yè)的技術(shù)效率大致提高6.28%[16]。然而，也有學(xué)者得出不同的結(jié)論。平新喬等（2007）利用中國第一次全國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)得出FDI對中國制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)并不顯著的結(jié)論[17]。陳繼勇，盛楊懌（2008）利用中國29個省區(qū)1992—2006年的面板數(shù)據(jù)實證研究表明外商在華直接投資的知識溢出效應(yīng)特別是通過FDI企業(yè)在當(dāng)?shù)貜氖律a(chǎn)活動帶來的知識溢出效應(yīng)并不明顯[18]。王濱（2010）運用1999~2007年中國制造業(yè)27個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，檢驗了FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)橫向溢出效應(yīng)對技術(shù)進步的影響不顯著[19]。此外，在對我國對FDI技術(shù)溢出吸收能力的研究方面，陳濤濤、范明曦、馬文祥（2003）[20]，賴明勇、包群、彭水軍、張新(2005)[21]，蔣殿春、張宇（2006）[22]，張宇（2008）[23]，亓朋、許和連、李海崢（2009）[24]，李梅、譚力文（2009）[25]，傅元海、唐未兵、王展祥（2010）[26]等學(xué)者通過實證研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距、人力資本狀況、經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、對外開放度、市場集中度是影響FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的若干因素。

本文基于國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，主要考察外商直接投資對皖江城市帶經(jīng)濟發(fā)展的兩種影響效應(yīng)：一是外商直接投資的產(chǎn)出效應(yīng)，即皖江城市帶外資的引入有沒有帶來產(chǎn)出的增長。

二是外商直接投資對皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)。為了更深層次地探討影響外商直接投資對皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)的因素，本文將皖江城市帶本土的人力資本和研發(fā)資本與外商直接投資相結(jié)合考察其與技術(shù)溢出效應(yīng)之間的關(guān)系。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)

本文借鑒FDI溢出效應(yīng)實證研究的一般方法和Kinoshita（2001）[10]、Borensztein,et.al.（1998）[11]的研究思路構(gòu)建如面板數(shù)據(jù)模型：

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文實證分析的樣本范圍涵蓋2006—2009年皖江城市帶的9個城市[地級巢湖市于2011年8月被撤銷，分別劃歸合肥、蕪湖、馬鞍山三市管轄。新設(shè)的縣級巢湖市由安徽省直轄，合肥市代管。]（不包括六安市的金安區(qū)和舒城縣）的相應(yīng)指標(biāo)數(shù)據(jù)。在以上2個估計模型中，Y表示總產(chǎn)出，用各市的實際GDP（億元）表示（用當(dāng)年CPI指數(shù)對名義GDP平減，CPI指數(shù)以1997=100）；FDI表示外商直接投資額，用實際使用外資額（換算為人民幣計，億元）表示；H表示人力資本，用各市本土的R&D人員數(shù)（百人）表示，即采用R&D人員數(shù)減去外資企業(yè)的R&D人員數(shù)，由于沒有公布皖江城市帶各市外資企業(yè)的R&D人員數(shù)，本文以各市固定資產(chǎn)投資中外商投資占固定資產(chǎn)投資的份額為權(quán)重計算出外資企業(yè)的R&D人員數(shù)，并且2007年安徽科技統(tǒng)計公報中沒有統(tǒng)計各市R&D人員數(shù)，基于本文時間序列很短且數(shù)據(jù)波動不大，本文用2007—2009年各市R&D人員數(shù)占全省比重的平均值作為2006年各市R&D人員數(shù)占全省R&D人員數(shù)的比重，再與2006年全省R&D人員數(shù)相乘計算出2006年各市R&D人員數(shù)；R表示研發(fā)資本，用各市本土的R&D經(jīng)費（億元）表示，即采用R&D經(jīng)費減去外資企業(yè)的R&D經(jīng)費，由于沒有公布各市外資企業(yè)的R&D經(jīng)費，仍然以固定資產(chǎn)投資中外商投資占固定資產(chǎn)投資的份額為權(quán)重計算得出。這里采用本土的R&D人員數(shù)和本土R&D經(jīng)費是為了考察自主的研發(fā)活動及其與外資的結(jié)合對皖江城市帶的技術(shù)進步是否有積極影響。TFP表示全要素生產(chǎn)率，在這里作為衡量技術(shù)進步的變量。其定義如下：

Yit表示總產(chǎn)出，用各市2006—2009年的實際GDP表示。

Lit表示勞動力投入，用各市2006—2009年的從業(yè)人員數(shù)表示。

Kit表示各市的物質(zhì)資本存量，本文采用Goldsmith于1951提出的永續(xù)盤存法來估算各市2006—2009年的物質(zhì)資本存量。其基本公式可表示如下：

其中Kit和Kit-1為本期和上期的物質(zhì)資本存量。Iit為本期的資本形成數(shù)量，本文用當(dāng)期各市的固定資產(chǎn)投資表示。δ為折舊率，本文選用9.6%（張軍等，2004）[27]。本文以1997年為基期，采用基期的固定資產(chǎn)投資額除以10%作為該時期的資本存量（張軍等，2004）[27]。本文依照（4）式，逐年累加計算，最終得出各市2006—2009年的物質(zhì)資本存量。

α和β分別表示資本存量和勞動力投入對于總產(chǎn)出的彈性系數(shù)，并且α與β之和等于1。本文采用α=0.6921，β=0.3079（郭慶旺、賈俊雪，2005）[28]。

最終根據(jù)(3)式估算出各市2006—2009年的全要素生產(chǎn)率。本文所有原始數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《安徽科技統(tǒng)計公報》、《安徽統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、中國經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

三、計量結(jié)果分析

（一）計量方法的選取及模型的回歸結(jié)果

本文用stata10.0軟件進行回歸分析。先對（1）式進行回歸。在決定采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型時，應(yīng)對模型進行Hausman檢驗。Hausman檢驗得到結(jié)果為P=0.7634，在0.05的顯著性水平下，因此選用隨機效應(yīng)模型?；貧w結(jié)果如表1所示。

再對（2）式進行回歸。經(jīng)Hausman檢驗得到結(jié)果為P=0.0000，在0.05的顯著性水平下高度顯著，因此選用固定效應(yīng)模型。在確定為固定效應(yīng)模型后，應(yīng)對數(shù)據(jù)進行序列相關(guān)、組間異方差性的檢驗。使用xttest3命令檢驗組間異方差性，在原假設(shè)為同方差的情況下，P=0.0000，說明存在較高的異方差。然后使用xtserial命令檢驗序列相關(guān)性，在原假設(shè)為不存在序列相關(guān)的情況下，P=0.0011，說明存在序列相關(guān)。綜上，該面板數(shù)據(jù)存在組間異方差性和序列相關(guān)性，應(yīng)采用修正異方差的廣義最小二乘法（FGLS）回歸?；貧w結(jié)果如表2所示。

（二）回歸結(jié)果分析

1.皖江城市帶外商直接投資產(chǎn)出效應(yīng)

從表1可以看出Wald統(tǒng)計量在該模型中是顯著的，說明模型擬合性良好。所有解釋變量均顯著，說明其對皖江城市帶的產(chǎn)出效應(yīng)有重要影響。其中FDI對皖江城市帶產(chǎn)出的影響方向為正，F(xiàn)DI每增加1%，實際GDP增加0.075%。說明皖江城市帶引進外資對其經(jīng)濟有溢出作用。本土的研發(fā)經(jīng)費對產(chǎn)出的影響方向為正，本土研發(fā)經(jīng)費每增長1%，實際GDP增長0.128%。本土的R&D人員對產(chǎn)出的影響方向同樣為正，本土R&D人員每增加1%，實際GDP增加0.214%。這說明自主研發(fā)投入對產(chǎn)出的增長確實有促進作用并且成效顯著。從彈性系數(shù)可以看出相對于自主研發(fā)投入而言，F(xiàn)DI對經(jīng)濟溢出的作用較小，說明了自主研發(fā)才是促進經(jīng)濟增長的主要源泉。

2.皖江城市帶外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)

從表2中可以看出Wald統(tǒng)計量在該模型中是顯著的，說明模型擬合性良好。下面依次分析各解釋變量對技術(shù)溢出效應(yīng)的影響。

（1）FDI對TFP的影響方向雖然為正，但是不顯著。這說明外商直接投資對于皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)無顯著影響。其原因可能有三個方面：第一個顯而易見的原因是外資為了維護其對外直接投資的壟斷競爭優(yōu)勢，不可能輕易把其先進的核心技術(shù)轉(zhuǎn)讓給本土企業(yè)。外資對其先進技術(shù)的保密性是影響其技術(shù)外溢效應(yīng)的重要原因。二是皖江城市帶FDI進入的歷史較短，發(fā)展不足。與東部經(jīng)濟發(fā)達(dá)省份相比，安徽引進外資起步較晚，規(guī)模較小，這使得外資的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)長期駐足于東部地區(qū)。資金較少、科技含量不高的外資進入再加上有效利用外資的經(jīng)驗不足，很難實現(xiàn)預(yù)期的外商直接投資給皖江城市帶帶來明顯的技術(shù)溢出效應(yīng)。三是“門檻效應(yīng)”的存在。Balasubramanyam(1998)[29]認(rèn)為，東道國只有達(dá)到了人力資本、勞動技術(shù)水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻，即發(fā)展門檻，F(xiàn)DI才有可能成為有利的發(fā)展工具。一個地區(qū)只有經(jīng)濟達(dá)到一定的發(fā)展水平，才能對外資先進技術(shù)進行有效的學(xué)習(xí)和模仿，以促進其技術(shù)進步。安徽皖江城市帶經(jīng)濟發(fā)展水平與東部地區(qū)相比較為落后，人力資本較為缺乏，基礎(chǔ)設(shè)施狀況有待完善，因此限制了其對外資先進技術(shù)的吸收。

（2）人力資本對皖江城市帶的技術(shù)進步影響方向為負(fù)，且非常顯著。說明人力資本已經(jīng)成為皖江城市帶技術(shù)進步的門檻。據(jù)2007年安徽科技統(tǒng)計公報顯示，安徽省雖擁有100多萬各類專業(yè)技術(shù)人員，其中從事科技活動的人數(shù)不足10萬，這其中真正具有一定創(chuàng)新能力，從事R&D活動的人員不足3萬人年。這說明皖江城市帶人力資本的匱乏。從人力資本對技術(shù)進步的影響方向為負(fù)，也可以看出皖江城市帶科技人員與東部經(jīng)濟發(fā)達(dá)省份相比科研產(chǎn)出率較低，把知識轉(zhuǎn)化成科技成果的能力較弱。

表1 皖江城市帶外商直接投資產(chǎn)出效應(yīng)回歸結(jié)果

表2 皖江城市帶外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)回歸結(jié)果

（3）研發(fā)資本對皖江城市帶技術(shù)進步影響方向為正，且非常顯著。說明本土自主研發(fā)是皖江城市帶技術(shù)進步的主要因素。自主研發(fā)投入是進行自主創(chuàng)新的基礎(chǔ)，研發(fā)支出的增加為自主創(chuàng)新能力的提高提供了有利的條件，對其技術(shù)進步有直接的促進作用。據(jù)2007年安徽科技統(tǒng)計公報顯示，自2006年以來，無論是全社會，還是地方各級財政對科技的投入均有了較大幅度的增長。全社會R&D經(jīng)費占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重及地方財政科技撥款占地方財政支出的比例也有了較大幅度的上升。本土研發(fā)投入的迅速增長對皖江城市帶的技術(shù)進步起到了積極的促進作用。

（4）由FDI與人力資本的交互項可知，通過本土人力資本的吸收，F(xiàn)DI對皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)方向為正，且非常顯著。由前文分析可知，F(xiàn)DI對皖江城市帶的技術(shù)溢出效應(yīng)并不顯著，但是與本土的人力資本相結(jié)合卻產(chǎn)生了顯著的正向溢出效應(yīng)。這說明對外資先進技術(shù)的吸收能力的重要性。雖然皖江城市帶的人力資本科研水平較弱，但通過與外資的交流合作，在外資企業(yè)中的培訓(xùn)學(xué)習(xí)，在“干中學(xué)”中或多或少掌握了一些外資的先進技術(shù)，提升了自身的科技水平，促進了外資技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。

（5）由研發(fā)資本與FDI的交互項可知，F(xiàn)DI并沒有通過本土的研發(fā)資本投入實現(xiàn)技術(shù)的外溢效應(yīng)。這說明皖江城市帶本土研發(fā)部門與外資之間并沒有展開富有成效的合作。這主要從三個方面來解釋：一是皖江城市帶本土研發(fā)部門與外資的技術(shù)差距較大?？鐕九c當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)差距過大時，后者難以消化吸收，反而會阻礙技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生（Kokko，1994）[12]。二是皖江城市帶本土研發(fā)部門與外資過大的技術(shù)差距使得其對外資產(chǎn)生了技術(shù)依賴，不利于自主創(chuàng)新能力的培育。這很容易產(chǎn)生“技術(shù)鎖定”現(xiàn)象，如果被跨國公司低端鎖定，無疑制約了皖江城市帶的技術(shù)進步。三是FDI的“市場竊取”效應(yīng)，即FDI的進入加劇了本地市場的競爭，使本地企業(yè)市場份額縮減，甚至被迫退出市場（Aitken and Harrison，1999）[8]。皖江城市帶外資的進入帶來的競爭效應(yīng)會對技術(shù)落后的本土研發(fā)部門帶來一定的負(fù)面影響。這種競爭的加劇無論是縮減本地企業(yè)的市場份額，還是降低內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新的激勵，從而擠出本地的研發(fā)投入，都不利于皖江城市帶的技術(shù)進步。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用2006—2009年皖江城市帶9個城市的面板數(shù)據(jù)和FGLS方法，對皖江城市帶外商直接投資的產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)進行了分析。結(jié)論是皖江城市帶FDI確實帶來了產(chǎn)出的增長，但是對技術(shù)溢出的效應(yīng)不顯著。本土的自主研發(fā)投入無論是對產(chǎn)出效應(yīng)還是對技術(shù)溢出效應(yīng)都產(chǎn)生了積極的影響，是創(chuàng)新能力形成的主要因素。盡管人力資本制約了皖江城市帶的技術(shù)進步，但是FDI與人力資本相結(jié)合，增強了其吸收能力，促進了皖江城市帶的技術(shù)進步。皖江城市帶FDI并沒有通過本土的研發(fā)資本投入實現(xiàn)技術(shù)外溢效應(yīng)。據(jù)此，本文提出以下幾點政策建議：

第一，本文研究得出皖江城市帶FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著的一個原因是受到“門檻效應(yīng)”的制約。因此，在皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)為國家級示范區(qū)的有利契機下，皖江城市帶要加大經(jīng)濟發(fā)展的步伐，增加經(jīng)濟的總量水平及人均水平，進一步提高經(jīng)濟開放度，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。這對于充分發(fā)揮FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)是十分重要的。

第二，重視人才的吸納與培養(yǎng)。加大教育投入，提高本土人力資源的科研水平和創(chuàng)新能力。提高人力資本的回報率，有利于吸引高科技人才和防止本土人才的流失。這樣才能打破皖江城市帶人力資本的瓶頸，增強對外資技術(shù)的吸收能力。

第三，進一步加大對本土研發(fā)的投入，加強對本土研發(fā)的扶持力度，以提升其自主創(chuàng)新能力。本文研究得出自主創(chuàng)新是技術(shù)進步的源泉，在皖江城市帶推進承接產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新提升的目標(biāo)下，政府更應(yīng)該積極培育發(fā)展創(chuàng)新型企業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；構(gòu)建創(chuàng)新平臺，促進創(chuàng)新要素對接，建立創(chuàng)新服務(wù)體系；優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，完善自主創(chuàng)新體制機制。

第四，不要盲目引進外資，選擇適宜的外資技術(shù)引進。從本文的研究可以看出與本土企業(yè)技術(shù)差距過大的外資進入，不僅不利于技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生，反而會因“技術(shù)鎖定”和“市場竊取”等效應(yīng)對本土的研發(fā)部門產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，皖江城市帶引進外資應(yīng)選擇適宜的技術(shù)水平差距，引進最能夠發(fā)揮本地生產(chǎn)潛力與創(chuàng)新能力，又與本地現(xiàn)有生產(chǎn)水平、技術(shù)吸收能力相匹配的外資技術(shù)。

［1］百度百科.皖江城市帶[EB/OL].http://baike.baidu.com/view/2176276.htm，2011-11-14.

［2］靳生.皖江城市帶經(jīng)濟顯活力[EB/OL].http://www.p5w.net/news/gncj/201101/t3406966.htm，2011-01-18.

［3］Caves,R.E.Multinational Firms,Competition and Productivity in Host-Country Markets[J].Economica,1974,(5):176-193.

［4］Globerman,S.Foreign Direct Investment and Spillover Efficiency Benefits in Canadian Manufacturing Industries[J].Cana-dian Journal of Economics,1979,12(2):42-56.

［5］Blomstr?m,M.and Persson,H.Foreign Investment and Spillover Efficiency in an Underdeveloped Economy:Evidence from the Mexican Manufacturing Industry[J].World Development,1983,(11):493-501.

［6］Blomstr?m,M.and Wolff,E.Multinational Corporations and Productivity Convergence in Mexico[M].Oxford:Oxford University Press,1994.

［7］Haddad,M.and A.Harrison.Are there Positive Spillovers from Direct Foreign Investment?Evidence from Panel Data for Morocco[J].Journal of Development Economics,1993,(42):51-74.

［8］Aitken,B.and A.Harrison.Do Domestic Firms Benefit from Foreign Direct Investment?Evidence from Venezuela[J].American Economic Review,1999,(89):605-618.

［9］Kokko,A.Productivity Spillovers from Competition between Local Firms and Foreign Affiliates[J].Journal of International Development,1996,(8):517-530.

［10］Kinoshita，Y.R&D and Technology Spillovers through FDI：Innovation and Absorptive Capacity[R].CEPR Discussion Papers，No.2775，2001.

［11］Borenztein,E.,J.De Gregorio,and J.W.Lee.How does Foreign Investment Affect Economic Growth?[J].Journal of International Economics,1998,(45):115—135.

［12］Kokko,A.Technology,Market Characteristics,and Spillovers[J].Journal of Development Economics,1994,(43):279-293.

［13］潘文卿.外商投資對中國工業(yè)部門的外溢效應(yīng):基于面板數(shù)據(jù)的分析[J].世界經(jīng)濟，2003，（6）：3-7.

［14］賴明勇,包群.外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的實證研究[J].湖南大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2003,30（4）：94-98.

［15］謝建國.外商直接投資對中國的技術(shù)溢出—一個基于中國省區(qū)面板數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟學(xué)(季刊)，2006,5（4）：1109-1128.

［16］夏業(yè)良，程磊.外商直接投資對中國工業(yè)企業(yè)技術(shù)效率的溢出效應(yīng)研究——基于2002—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2010,（7）：55-65.

［17］平新喬等.外國直接投資對中國企業(yè)的溢出效應(yīng)分析:來自中國第一次全國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)的報告[J].世界經(jīng)濟，2007,（8）：3-13.

［18］陳繼勇，盛楊懌.外商直接投資的知識溢出與中國區(qū)域經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究，2008,（12）：39-49.

［19］王濱.FDI技術(shù)溢出、技術(shù)進步與技術(shù)效率——基于中國制造業(yè)1999~2007年面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2010,（2）：93-103.

［20］陳濤濤，范明曦，馬文祥.對影響我國外商直接投資行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)的因素的經(jīng)驗研究[J].金融研究，2003,（5）：117-126.

［21］賴明勇，包群，彭水軍，張新.外商直接投資與技術(shù)外溢:基于吸收能力的研究[J].經(jīng)濟研究，2005,（8）：95-105.

［22］蔣殿春，張宇.行業(yè)特征與外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)：基于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟，2006,（10）：21-29.

［23］張宇.FDI技術(shù)外溢的地區(qū)差異與吸收能力的門限特征——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門限回歸分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008,（1）：28-39.

［24］亓朋，許和連，李海崢.技術(shù)差距與外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009，(9)：92-106.

［25］李梅，譚力文.FDI對我國技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的地區(qū)差異和門檻效應(yīng)檢驗[J].世界經(jīng)濟研究，2009，（3）：68-74.

［26］傅元海，唐未兵，王展祥.FDI溢出機制、技術(shù)進步路徑與經(jīng)濟增長績效[J].經(jīng)濟研究，2010,（6）：92-104.

［27］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952—2000[J].經(jīng)濟研究，2004，（10）：35-44.

［28］郭慶旺，賈俊雪.中國全要素生產(chǎn)率的估算:1979—2004[J].經(jīng)濟研究，2005,（6）：51-60.

［29］Balasubramanyam.V N.The MAI and Foreign Direct Investment in Developing Countries[C].Discussion Paper of Lancaster University,1998,EC10/98.