孫 早，孫亞政，李 康

(西安交通大學經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展態(tài)勢和質(zhì)量在很大程度上決定著一國產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的水平。許多經(jīng)驗研究表明，外商直接投資(FDI)與企業(yè)研發(fā)投入(R＆D)則是影響我國高技術產(chǎn)業(yè)績效①本文的研究對象為中國高技術產(chǎn)業(yè)中由內(nèi)資企業(yè)構成的高技術產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)業(yè)績效指由內(nèi)資企業(yè)所構成的高技術產(chǎn)業(yè)的績效，下文以運營利潤率與資產(chǎn)利潤率分別作為高技術產(chǎn)業(yè)績效的指標。的兩個主要因素［1-2］。一般情形下，F(xiàn)DI主要通過技術外溢效應對高技術產(chǎn)業(yè)的績效產(chǎn)生影響，R＆D則主要通過發(fā)明創(chuàng)造新技術和新產(chǎn)品來提高產(chǎn)業(yè)的績效，同時FDI、R＆D兩者間相互聯(lián)系也會對產(chǎn)業(yè)績效產(chǎn)生影響。還有一些文獻進一步指出，F(xiàn)DI的擴散效應、競爭效應與R＆D的吸收效應、創(chuàng)新效應都是影響產(chǎn)業(yè)績效的重要渠道。本文擬利用中國高技術產(chǎn)業(yè)中13個三位碼行業(yè)2008-2011年間數(shù)據(jù)估計了FDI和R＆D對產(chǎn)業(yè)績效的影響。研究中，將具體考慮FDI在當期、短期以及長期等不同時間段對高技術產(chǎn)業(yè)績效的影響，同時將R＆D的創(chuàng)新效應具體劃分為自主創(chuàng)新效應和外圍創(chuàng)新效應②本文將R＆D的創(chuàng)新效應分為自主創(chuàng)新效應與外圍創(chuàng)新效應，其中外圍創(chuàng)新效應指企業(yè)受迫于FDI等因素進行研發(fā)投資，發(fā)明創(chuàng)造出新技術、新產(chǎn)品，可以提高企業(yè)績效的效應;自主創(chuàng)新效應是總的創(chuàng)新效應減去外圍創(chuàng)新效應剩余的部分。，并著重考查FDI的技術溢出效應、R＆D的自主創(chuàng)新效應和外圍創(chuàng)新效應等因素對高技術產(chǎn)業(yè)績效的作用。

一、理論與假說

(一)外商直接投資對高技術產(chǎn)業(yè)績效的影響

一般情形下，外商直接投資主要通過技術外溢對東道國本地企業(yè)的績效產(chǎn)生作用。例如，研究發(fā)現(xiàn)FDI對產(chǎn)業(yè)績效存在正的外溢效應［3-4］。然而，F(xiàn)DI的溢出效應受到東道國經(jīng)濟發(fā)展水平、市場環(huán)境、當?shù)丶夹g水平等因素的影響［5-7］。在許多文獻中，F(xiàn)DI的技術外溢效應被進一步細分為不同效應。布洛姆斯徹姆(blomstrom)認為FDI通過模仿和競爭效應影響產(chǎn)業(yè)績效［8］;張建華等將FDI的技術外溢效應分為示范、競爭、關聯(lián)和人員培訓效應［9］;張海洋將其分為競爭效應與擴散效應［10］。

(二)研發(fā)投資對高技術產(chǎn)業(yè)績效的影響

許多經(jīng)濟學家特別強調(diào)了研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)績效的重要作用。格里利克斯(Griliches)從企業(yè)、產(chǎn)業(yè)等不同層次測度了研發(fā)投入對經(jīng)濟增長的作用，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入對生產(chǎn)率的提高有顯著的促進作用［11］。姚洋等構造了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)R＆D支出對其生產(chǎn)效率存在顯著的正效應［12］;夏良科指出企業(yè)自身R＆D投入對產(chǎn)業(yè)的TFP增長和技術進步具有顯著的促進作用［13］;李小平等發(fā)現(xiàn)通過國際貿(mào)易的R＆D溢出能夠促進中國工業(yè)行業(yè)的技術進步、技術效率及全要素生產(chǎn)率的增長［14］。柳劍平等以1993年至2006年中國工業(yè)行業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)在不同時段、不同技術水平、不同產(chǎn)權結構等約束條件下，雖然一些R＆D投入抑制了生產(chǎn)率增長，但大多數(shù)R＆D投入仍對生產(chǎn)率的增長有顯著的正向影響［15］。

(三)FDI、R＆D間相互作用對高技術產(chǎn)業(yè)績效的影響

需要注意的是，內(nèi)資企業(yè)需要具備一定吸收能力，才能夠成功的模仿、吸收FDI的擴散效應帶來的先進技術，同時內(nèi)資企業(yè)迫于FDI的競爭效應會加大研發(fā)投入，提高企業(yè)運營能力，進而提高整個產(chǎn)業(yè)的績效［10］。否則，在長期內(nèi)，生產(chǎn)率落后的企業(yè)必然被市場淘汰。從長期來看，隨著大量FDI的進入和國內(nèi)企業(yè)競爭力的成長，國內(nèi)市場競爭將更加激烈。競爭性的市場結構有利于本國企業(yè)研發(fā)水平的提高和中國產(chǎn)業(yè)結構層次的提升［16］，從而最終促進產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的增長。

外商直接投資、研發(fā)投資對產(chǎn)業(yè)績效的作用機理如圖1所示:

圖1 FDI、R＆D影響產(chǎn)業(yè)績效的機理

具體而言，一個產(chǎn)業(yè)引進外資后會帶來新的技術，產(chǎn)業(yè)內(nèi)的原有企業(yè)會通過不同路徑推動產(chǎn)業(yè)績效的提高。本文主要考慮FDI的擴散效應與競爭效應，其中擴散效應主要是通過內(nèi)資企業(yè)模仿學習外資企業(yè)的先進技術和管理模式等提高自身的技術水平實現(xiàn)的，但與本地企業(yè)接觸到FDI先進技術的概率緊密聯(lián)系［17］，反映的是內(nèi)資企業(yè)的主動選擇。然而競爭效應卻是被動選擇，企業(yè)聲譽和品牌的建立需要時間的積累，所以外資企業(yè)進入國內(nèi)市場，要想獲得較大的市場份額可能需要一定的時間，同時FDI的引進在當期無法立即改善市場的環(huán)境。在已有文獻基礎上，我們認為外資企業(yè)的進入在當期并不會對產(chǎn)業(yè)績效產(chǎn)生負向影響。但是，擁有先進技術和較低邊際成本的外資企業(yè)，在短期內(nèi)生產(chǎn)出成本較低的產(chǎn)品或有差異化的產(chǎn)品，會侵蝕國內(nèi)企業(yè)原有的市場份額，從而降低內(nèi)資企業(yè)的利潤率，造成產(chǎn)業(yè)績效的下降。隨著時間的推移，外資企業(yè)市場競爭力不斷加強，迫使內(nèi)資企業(yè)降低X效率，提高生產(chǎn)率［18-20］，同時外資企業(yè)的進入，會改善國內(nèi)的市場環(huán)境，促進資源的合理分配，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，最終提高產(chǎn)業(yè)的績效。

從研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響來看①高技術產(chǎn)業(yè)績效由高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)績效所決定。企業(yè)進行研發(fā)投入(R＆D)對企業(yè)績效產(chǎn)生作用，最終對整個高技術產(chǎn)業(yè)的績效產(chǎn)生影響。，R＆D的作用具有兩面性，分為吸收效應和創(chuàng)新效應［21］。吸收效應指的是企業(yè)可以通過研發(fā)投資，提高對新技術、新理念的吸收能力，能夠接受外部有用的信息;而創(chuàng)新效應指通過研發(fā)出新產(chǎn)品、開發(fā)出新技術來直接提高企業(yè)績效的效應。企業(yè)的R＆D創(chuàng)新效應進一步可以分為外圍創(chuàng)新效應與自主創(chuàng)新效應，外圍創(chuàng)新效應是指企業(yè)受迫于FDI等因素進行研發(fā)投資，發(fā)明創(chuàng)造出新技術、新產(chǎn)品，進而提高企業(yè)績效的一種效應;自主創(chuàng)新效應是R＆D創(chuàng)新效應減去外圍創(chuàng)新效應剩余的部分，是企業(yè)自主進行研發(fā)投資所產(chǎn)生的創(chuàng)新效應。

根據(jù)前文的分析，F(xiàn)DI的擴散效應必須在R＆D的吸收效應基礎上，才能有利于產(chǎn)業(yè)績效的提高。內(nèi)資企業(yè)通過學習外資企業(yè)的先進技術和管理模式等，不斷改善自身的產(chǎn)品技術和管理模式，來達到提高產(chǎn)業(yè)績效的目的。楊小凱堅持認為，經(jīng)濟落后的國家可以通過模仿學習發(fā)達國家的技術和產(chǎn)品，不用重復先行國家的彎路從而實現(xiàn)“迎頭趕上”，這種路徑被稱為“先發(fā)優(yōu)勢”②楊小凱2000年12月在天則研究所的演講:后發(fā)優(yōu)勢。http://www.unirule.org.cn/symposium/c181.htm。。但是，他們往往選擇一條簡單地復制技術和管理方法的“捷徑”，而沒有動力在根本性制度上做有利于長久發(fā)展的變革。按照楊小凱的思路，面對外資企業(yè)的進入，內(nèi)資企業(yè)首先是模仿、學習外資企業(yè)的先進技術(產(chǎn)品)以及管理模式等，而不是優(yōu)先考慮建立自主研發(fā)或被迫進行研發(fā)的機制。等到“先發(fā)優(yōu)勢”變得不再能夠取得滿意的企業(yè)績效時，高技術產(chǎn)業(yè)中的內(nèi)資企業(yè)將會迫于FDI的競爭效應而進行研發(fā)投資，以求提高高技術產(chǎn)業(yè)的績效。

根據(jù)上述的理論分析，本文提出以下三個有待檢驗的假說:

假說1:FDI的競爭效應在當期對高技術產(chǎn)業(yè)績效并沒有顯著影響，而FDI短期內(nèi)所產(chǎn)生的競爭效應對高技術產(chǎn)業(yè)績效存在負向的作用。從長期來看，F(xiàn)DI的競爭效應對高技術產(chǎn)業(yè)績效有著正向的作用。

假說2:內(nèi)資企業(yè)R＆D帶來的吸收效益有助于提高FDI的擴散效應，進而促進高技術產(chǎn)業(yè)績效的提高。

假說3:內(nèi)資企業(yè)R＆D當期產(chǎn)生的外圍創(chuàng)新效應并不能顯著地影響高技術產(chǎn)業(yè)績效。

二、模型設定和變量度量

(一)計量模型

為了驗證FDI的競爭效應及擴散效應對高技術產(chǎn)業(yè)績效的影響，借鑒張海洋所建立的有關R＆D兩面性、FDI與中國工業(yè)生產(chǎn)率增長模型的方法［10］，我們進一步建立如下的面板數(shù)據(jù)模型:

其中，i與t代表行業(yè)和時間，c為常數(shù)，εit為誤差項。被解釋變量Pit為行業(yè)i第t年的產(chǎn)業(yè)績效的變量。模型右邊的FDI0it表示外商投資的競爭效應;lnE0it表示R＆D的自主創(chuàng)新效應;lnE0it×FDI0it代表當期的外圍創(chuàng)新效應;lnE1it×FDI1it表示內(nèi)資企業(yè)具備一定的吸收能力下，外商直接投資的擴散效應;EXit表示行業(yè)i第t年的出口額對產(chǎn)業(yè)績效的作用，D為時間虛擬變量。

本文需要考察FDI的當期、短期及長期的競爭效應，故將FDI0it滯后一期與兩期［24］，得到計量方程(2)如下:

通過式(2)中δ、σ、λ的符號可以來驗證本文提出的假說1，通過η的值可以來驗證假說2，通過γ的值可以來驗證假說3。根據(jù)假說1，δ的值不顯著，σ小于0，同時λ大于0;根據(jù)假說2，η大于0;根據(jù)假說3，γ的值不顯著。

(二)變量的度量

1.產(chǎn)業(yè)績效?，F(xiàn)有的文獻大多從利潤率和生產(chǎn)率兩個指標衡量產(chǎn)業(yè)績效［23-24］?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取營運利潤率①營運利潤率是會計用語，一般通過利潤總額與產(chǎn)業(yè)的主營業(yè)務收入之比衡量。Pit作為衡量產(chǎn)業(yè)績效的指標。營運利潤率越高，表明企業(yè)市場競爭力越強大，發(fā)展?jié)摿υ酱?，從而盈利能力更強?/p>

2.FDI的競爭效應及擴散效應。本文參照沈坤榮等的做法，選擇總行業(yè)雇員中外資企業(yè)雇員所占的比例FDI0it表示外資企業(yè)對市場競爭的影響［25］，同時用當前的FDI0it表示外商直接投資對產(chǎn)業(yè)績效的當期影響，用滯后一期和兩期的FDI0it分別來表示外商直接投資對產(chǎn)業(yè)績效的短期和長期影響。

3.FDI的擴散效應與 R＆D的吸收能力。FDI的擴散效應采用外資企業(yè)雇員占總行業(yè)雇員的比例FDI1it來表示［10］，此時FDI1it=FDI0it;研發(fā)投資的吸收能力用內(nèi)資企業(yè)的吸收消化費用E1it表示。但是FDI的擴散效應需要內(nèi)資企業(yè)擁有一定的吸收效應才能發(fā)揮作用，進而對產(chǎn)業(yè)績效產(chǎn)生影響，故本文運用交叉項FDI1it×lnE1it來表示FDI的擴散效應與R＆D的吸收效應相結合的作用。

4.R＆D的創(chuàng)新效應。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，參照沈坤榮等的做法［25］，采用內(nèi)資企業(yè)的技術開發(fā)費用的內(nèi)部支出的對數(shù)lnE0it表示R＆D的自主創(chuàng)新效應，本人利用交叉項 lnE0it×FDI0it來表示 R＆D的外圍創(chuàng)新效應。

5.控制變量。企業(yè)的出口與企業(yè)的生產(chǎn)率增長有密切的關系［26］，為了更好的估計FDI的競爭效應、擴散效應以及研發(fā)投資的吸收能力對產(chǎn)業(yè)績效的影響，本文將出口對企業(yè)績效的影響加以控制，用EXit表示出口交貨值與總產(chǎn)出之比?？紤]到國內(nèi)企業(yè)存在著多種所有制，而不同所有制在生產(chǎn)率增長動機上有著差別［27-28］，為了控制不同所有制對產(chǎn)業(yè)績效的影響，本文將內(nèi)資企業(yè)分為國有控股和其他所有制企業(yè)，即將高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)的每一個行業(yè)分為兩個子行業(yè)，分別為國有控股行業(yè)與其他所有制行業(yè)，這樣便將原本13個三位碼行業(yè)擴展為26個子行業(yè)，通過應用面板數(shù)據(jù)模型中的個體效應控制不同所有制對產(chǎn)業(yè)績效的影響。

6.虛擬變量。D為控制宏觀經(jīng)濟效應的年度時間效應。

三、數(shù)據(jù)及描述性分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本文參考蔣殿春等的做法，選取了高技術產(chǎn)業(yè)中13個三位碼行業(yè)①具體行業(yè)包括:醫(yī)藥制造業(yè)中的化學藥品制造、中藥材及中成藥加工和生物制品制造;電子及通信設備制造業(yè)中的通信設備制造、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽設備制造和其他電子設備制造;電子計算機及辦公設備制造業(yè)中的電子計算機整機制造、電子計算機外部設備制造和辦公設備制造;醫(yī)療設備及儀器儀表制造業(yè)中的醫(yī)療設備及器械制造和儀器儀表制造。［28］。本文中的所有數(shù)據(jù)均來自于《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》2008-2011年的相關數(shù)據(jù)，在選取的13個行業(yè)中偶有幾個數(shù)據(jù)空缺，在計量分析時直接做缺省處理。統(tǒng)計口徑為獨立核算的全國國有以及年銷售收入在500萬元以上的非國有企業(yè)，其中國有企業(yè)數(shù)據(jù)為國有及國有控股企業(yè)，外資企業(yè)包括中外合資、中外合作以及外商獨資在內(nèi)的三資企業(yè)，其他所有制企業(yè)為全部行業(yè)數(shù)據(jù)減去國有控股企業(yè)數(shù)據(jù)以及三資企業(yè)數(shù)據(jù)得到。

(二)數(shù)據(jù)的描述性分析

數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結果如表1所示，從中可見:在高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)，行業(yè)間的利潤率差別很明顯，最小值是-0.047〈0，而最大值為0.32，而外商直接投資所產(chǎn)生的效應在高技術產(chǎn)業(yè)內(nèi)的行業(yè)間差別并不是很大，標準差為0.175;就研發(fā)投資而言，產(chǎn)業(yè)內(nèi)R＆D中用于提高創(chuàng)新能力的費用差別非常巨大，最小值為1 887億元，而最大值卻為1 955 720億元，同樣R＆D中用于吸收消化作用的資金量差別亦比較大，控制變量出口交貨值與總產(chǎn)值的比值差別不大，標準差為0.215。上述簡單的數(shù)據(jù)分析只能得到單個變量描述性的性質(zhì)，想要知道FDI與R＆D具體如何影響產(chǎn)業(yè)績效，還需要做進一步的計量分析。

表1 數(shù)據(jù)的描述性分析

四、計量結果分析

(一)選取估計方法

面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式:混合估計模型、固定效應模型與隨機效應模型。在面板估計模型的選取上，本文通過F檢驗識別使用混合估計模型還是固定效應模型，同時運用BP構造LM統(tǒng)計量檢驗識別使用隨機效應模型還是混合效應模型，同樣借助Hausman檢驗來判斷使用固定效應模型還是隨機效應模型。

表2 產(chǎn)業(yè)績效與R＆D、FDI的實證結果

從表2可以看出，F(xiàn)的統(tǒng)計量為0，說明固定效應模型優(yōu)于混合回歸模型，BP的統(tǒng)計量為0，故隨機效應模型優(yōu)于混合回歸模型。Hausman檢驗值為0.3157，說明采用隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型。所以，最終本文選用隨機效應模型作為計量方程式(2)的估計方法。

(二)基本結果分析

從隨機效應模型估計結果②限于篇幅，此處及下文都沒有給出年度虛擬變量(D)的估計結果。可以看出，當期外商投資所產(chǎn)生的競爭效應的系數(shù)δ并不顯著，然而滯后一期的外商直接投資的系數(shù)σ為-0.4297，在5%的水平上顯著，表明在短期內(nèi)，外商直接投資每上升1個百分點，產(chǎn)業(yè)營運利潤率減小0.4297個百分點。從長期來看，外商直接投資上升一個百分點，產(chǎn)業(yè)運營利潤率上升0.217個百分點。這與沈坤榮等得到的結果［25］①沈坤榮等將FDI的競爭效應分為短期和長期，而本文將FDI的競爭效應分為當期、短期和長期，故本文中的當期和短期對應于其的短期和長期。不一致，他們認為在當期內(nèi)FDI產(chǎn)生的競爭效應對產(chǎn)業(yè)績效產(chǎn)生負向作用，一個可能的原因是具體研究對象和選取數(shù)據(jù)的時間段不一致，他們選取的是1999-2005年度的大中型企業(yè)與三資企業(yè)數(shù)據(jù)。外商直接投資的競爭效應當期并未對產(chǎn)業(yè)績效產(chǎn)生顯著的影響，可能是由于消費者在當期內(nèi)對產(chǎn)品有不變的消費習慣，然而隨著時間的推移，外資企業(yè)所生產(chǎn)的低成本、低價格或者差異化的產(chǎn)品會逐步吸引國內(nèi)消費者的目光，使得內(nèi)資企業(yè)市場份額下降，最終導致高技術產(chǎn)業(yè)績效在短期內(nèi)的下降，這與沈坤榮等關于短期內(nèi)FDI競爭效應作用于產(chǎn)業(yè)績效的結論［25］相同;內(nèi)資企業(yè)意識到自己的市場份額被侵蝕，通過加大產(chǎn)品宣傳等方法來保持或擴大一定的市場份額，故在長期來看，F(xiàn)DI的競爭效應對產(chǎn)業(yè)績效存在正向的作用。綜上所述，本文假說1得到驗證。

FDI的擴散效應與R＆D吸收效應(lnE1it×FDI1it)的系數(shù)η〉0表明，企業(yè)研發(fā)的吸收效應促進了外商直接投資的擴散效應，即外商直接投資所產(chǎn)生的擴散效應通過企業(yè)的吸收能力提高了企業(yè)的績效，最終促進高技術產(chǎn)業(yè)績效的提高。這與傅元海等的研究結果一致［17］，本文假說2得以驗證。然而這個結論與張海洋的研究結果［10］不一致，他認為由于高科技行業(yè)R＆D吸收能力較低，內(nèi)資部門不僅沒能吸收外資先進技術，反而呈現(xiàn)顯著的逆向技術擴散。究其原因，可能是張海洋沒有考慮到FDI對產(chǎn)業(yè)績效在不同時間段有不同的影響，同時也沒有考慮到FDI的競爭效應可能會迫使企業(yè)進行R＆D研發(fā)，從而提高產(chǎn)業(yè)績效。同時自主創(chuàng)新效應(lnE0it)的系數(shù)為-0.0044，在10%的顯著性水平上并不顯著，表明高技術產(chǎn)業(yè)當期的績效的提高并不是企業(yè)自主創(chuàng)新的結果。內(nèi)資企業(yè)R＆D的吸收效應結合FDI的擴散效應可以提高產(chǎn)業(yè)績效的一個主要原因是:外資企業(yè)雇傭當?shù)氐娜藛T，外資員工與內(nèi)資員工之間的相互流動會給內(nèi)資企業(yè)帶來先進的管理理念等;同樣，外資企業(yè)雇傭員工越多，員工接觸外資企業(yè)的產(chǎn)品的機會也越多，本地人員可以通過模仿學習外資企業(yè)的先進技術和產(chǎn)品的機會也越多，從而帶來企業(yè)的利潤率的增長，最終提高產(chǎn)業(yè)的績效。正如亞洲四小龍的快速增長，并不是新技術或新產(chǎn)品的發(fā)明，而在于對現(xiàn)有技術和產(chǎn)品的快速的模仿學習，以及流通過程的創(chuàng)新和最終產(chǎn)品質(zhì)量的改進［29］。

最后，企業(yè)外圍創(chuàng)新效應(lnE0it×FDI0it)的系數(shù)γ為-0.0043，但是在10%的水平上并不顯著，因此當期內(nèi)FDI的競爭效應迫使企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的效應并未對產(chǎn)業(yè)績效產(chǎn)生顯著的作用。也可以認為，F(xiàn)DI當期的競爭效應并沒有迫使內(nèi)資企業(yè)進行研發(fā)投入，從而促進產(chǎn)業(yè)績效的提高?；谶@個理由，假說3得到驗證。內(nèi)資企業(yè)的外圍創(chuàng)新效應系數(shù)對產(chǎn)業(yè)績效影響不顯著的原因可能如下:第一，企業(yè)短期內(nèi)受到市場競爭的壓力會進行研發(fā)創(chuàng)新研究，但是研發(fā)創(chuàng)新出新產(chǎn)品、創(chuàng)造可觀的企業(yè)績效需要一定的時間跨度，企業(yè)必須舍棄當期的一部分掙取利潤的機會來換取未來更高的利潤率;第二，由于企業(yè)的利潤被削減，企業(yè)沒有大量持續(xù)的研發(fā)資金，最終導致企業(yè)利潤率的持續(xù)下降，陷入惡性循環(huán)的地步;第三，由于高技術產(chǎn)業(yè)的市場進入壁壘較高，內(nèi)資企業(yè)認為外資的進入對他們的績效影響很小，在當期并沒有發(fā)覺他們的市場受到威脅的可能性，故內(nèi)資企業(yè)并未受市場競爭壓力進行研發(fā)投入。

(三)穩(wěn)健性分析

為了檢驗模型樣本的變化是否對計量結果有明顯的影響，本文進一步采用總資產(chǎn)利潤率來度量產(chǎn)業(yè)績效。采用總資產(chǎn)利潤率的理由是，總資產(chǎn)利潤率指企業(yè)的利潤總額與資產(chǎn)總額的比率，反映企業(yè)綜合運用擁有全部經(jīng)濟資源的效果，總資產(chǎn)利潤率等于營運利潤率乘以資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。在本文中，考慮到時間期限比較短，故資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率對企業(yè)績效的影響不大。因此，本文認為營運利潤率與總資產(chǎn)利潤率有著較高的相關性，能夠通過變量的變化檢驗計量結果的相關性。本文的穩(wěn)健性分析結果見表3。

同樣根據(jù)模型估計方法的選取，本文最終選擇隨機效應模型來估計計量方程式(2)。對比表2與表3的結果可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI當期的系數(shù)、滯后一期和兩期的系數(shù)、FDI的擴散效應與R＆D的吸收效應的系數(shù)、企業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新效應的系數(shù)均沒有發(fā)生顯著變化，而根據(jù)表3的計量結果亦可以驗證本文的三個假說，并且得到的結果與前文一致。綜上所述，本文認為計量模型回歸的結果對于樣本的變化是穩(wěn)健的。

表3 產(chǎn)業(yè)績效與R＆D、FDI的關系

五、結論與政策含義

產(chǎn)業(yè)績效是衡量產(chǎn)業(yè)競爭力的一個重要指標，如何從經(jīng)驗層面上揭示出影響產(chǎn)業(yè)績效的主要因素，對于制定科學的產(chǎn)業(yè)政策具有十分重要的意義。本文應用《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中13個三位碼行業(yè)2008-2011年的相關數(shù)據(jù)，對所提三個假說進行了驗證，得到的主要結論是:(1)外商直接投資的競爭效應在當期對產(chǎn)業(yè)績效沒有顯著的影響，短期內(nèi)對產(chǎn)業(yè)績效起著負向的作用，而長期內(nèi)卻對產(chǎn)業(yè)績效有正向的影響;(2)外商直接投資的擴散效應結合內(nèi)資企業(yè)自身的吸收能力，對產(chǎn)業(yè)績效有正向的促進作用;(3)在當期內(nèi)，內(nèi)資企業(yè)的外圍創(chuàng)新效應及自主創(chuàng)新效應均未促進企業(yè)績效的提高。根據(jù)上述結論還可以進一步認為，內(nèi)資企業(yè)不是通過R＆D的創(chuàng)新效應來促進產(chǎn)業(yè)績效的提高，而主要是通過模仿、學習進入我國高技術產(chǎn)業(yè)的外資企業(yè)的先進技術和管理模式來提高產(chǎn)業(yè)績效。

本文的政策含義如下:(1)在加大引進外資力度的同時，更應注重創(chuàng)造合理的競爭環(huán)境，降低行業(yè)的進入壁壘，鼓勵生產(chǎn)要素在不同行業(yè)內(nèi)的流動;(2)政府應該加大對高技術產(chǎn)業(yè)的R＆D補貼，尤其是對企業(yè)進行消化吸收的費用進行重點補貼，會有利于高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展;(3)政府應該鼓勵高技術企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新投資，完善企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新激勵機制，保護企業(yè)的自有品牌，同時政府應鼓勵建立企業(yè)、高校和科研機構三方面的合作中心，加大自主研發(fā)力度，促進企業(yè)的快速發(fā)展。

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