王明益

（山東財經(jīng)大學 國際經(jīng)貿(mào)學院，山東 濟南250014）

一、問題提出

研究外資對東道國經(jīng)濟影響的國內(nèi)外文獻很多，從研究假設條件的不同可以分為兩大類：第一類假定外資是同質的，第二類則以外資具有異質性為前提進行分析。

部分學者以外資同質為前提分析外資對東道國的經(jīng)濟外資影響，然而他們并沒有充分考慮外資自身特征和東道國投資環(huán)境的差異對投資效果的影響，研究結論基本都認為外資能促進東道國的經(jīng)濟增長。Borenztein等（1998）指出，F(xiàn)DI是絕大多數(shù)發(fā)展中國家引進新技術的重要渠道，并且其對國民經(jīng)濟的貢獻超過了國內(nèi)投資。Amirahmadi（1994）認為一國經(jīng)濟衰退應部分歸因于FDI的缺乏。Jansen（1995）認為，F(xiàn)DI能產(chǎn)生誘導性要素需求，從而會對國內(nèi)部門產(chǎn)生多方面的需求，由此對國內(nèi)投資、產(chǎn)出和就業(yè)增長產(chǎn)生乘數(shù)和加速作用。陳繼勇、盛楊懌（2008）利用中國29個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）1992-2006年的面板數(shù)據(jù)研究了外商直接投資的知識溢出與中國區(qū)域經(jīng)濟增長的關系，研究結果表明，地區(qū)自身科技投入是推動地區(qū)技術進步的最主要因素，外商在華直接投資的知識溢出效應并不明顯。姚樹潔等（2006）認為外商直接投資對經(jīng)濟增長作用依賴于兩個假設：第一是外商直接投資有利于減小國內(nèi)生產(chǎn)的非效率，它是提高生產(chǎn)技術效率的推動器；第二是外商直接投資有利于加快國內(nèi)技術進步，它是生產(chǎn)前沿的移動器。這種雙重作用導致外商直接投資成為新興工業(yè)化國家趕超世界發(fā)達國家的一個重要因素。

另有較多學者從外資自身特征的角度分析了FDI與東道國經(jīng)濟的關系，得出了許多不一致的結論，但其經(jīng)驗分析幾乎都是采用全參數(shù)方法進行估計。如郭熙保、羅知（2009）的研究結果表明：FDI的特征會直接影響外商直接投資對中國經(jīng)濟增長的作用程度甚至方向，單項外商直接投資規(guī)模越大以及外資在制造業(yè)部門投資的比重越高越有利于促進經(jīng)濟增長。王明益（2013）的研究則認為，在與我國大陸的技術差距合理性方面，歐美外資不如港、澳、臺外資，因此在促進我國出口產(chǎn)品質量升級方面前者的效果不如后者。

此外，還有較多學者對外資與東道國技術進步的關系進行了研究。學者們普遍用半?yún)?shù)估計方法求得全要素生產(chǎn)率，但是在經(jīng)驗檢驗時卻假定兩者存在線性關系。如Coe和Helpman（1995）的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)合組織（OECD）內(nèi)部工業(yè)化國家之間的相互投資存在R＆D溢出現(xiàn)象，而最不發(fā)達的7個成員R＆D資本存量對OECD內(nèi)部發(fā)達國家的全要素生產(chǎn)率增長沒有顯著的推動作用。代謙、別朝霞（2006）發(fā)現(xiàn)FDI能否給發(fā)展中國家?guī)砑夹g進步和經(jīng)濟增長取決于本國的人力資本積累，只有輔之以較快的人力資本積累速度，F(xiàn)DI才能給發(fā)展中國家?guī)砑夹g進步和經(jīng)濟增長。王向陽等（2011）的研究結果表明：FDI的大量進入對我國全要素生產(chǎn)率具有一定的促進作用，但這種作用具有時滯性，是一種長期的趨勢。

綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)研究外資對東道國技術進步影響的文獻雖然很多，但普遍存在如下不足：

第一，經(jīng)驗檢驗的方法的不盡科學。已有文獻在計算全要素生產(chǎn)率時往往借助半?yún)?shù)方法，但是在對全要素生產(chǎn)率的影響因素進行實證分析時卻使用全參數(shù)估計方法，這樣做缺乏相應的理論依據(jù)。如果某些因素對全要素生產(chǎn)率的影響比較復雜以至于不能通過參數(shù)來描述，則全參數(shù)計量模型會存在設定問題，這會直接導致估計結果偏差較大。

第二，大多使用行業(yè)層面數(shù)據(jù)進行檢驗，行業(yè)層面數(shù)據(jù)可能無法細致地刻畫外資企業(yè)的不同異質特征對全要素生產(chǎn)率的影響。

第三，多數(shù)學者主要是從經(jīng)驗層面研究外資的異質性對東道國經(jīng)濟的影響，普遍缺乏理論支撐。

與上述諸多文獻相比，本文具有以下三個特點：第一，把理論分析與經(jīng)驗檢驗放在同一分析框架下，先從理論層面論證外資的異質特征與東道國技術進步的關系，然后從外資異質特征和東道國各行業(yè)發(fā)展特點兩個角度來探討行業(yè)競爭力的決定因素；第二，使用全參數(shù)和半?yún)?shù)兩種估計方法進行比較分析；第三，使用中國2003-2009年企業(yè)層面數(shù)據(jù)開展經(jīng)驗研究。

本文剩余部分的結構安排如下：第二部分構建理論模型來推導外資異質性與全要素生產(chǎn)率間的關系；第三部分以我國制造業(yè)中的3個分行業(yè)為研究對象，進行計量模型設計和相關的數(shù)據(jù)說明；第四部分為模型估計結果及分析；最后一部分是結論為政策建議。

二、理論模型

假定存在一個三部門經(jīng)濟體①本部分數(shù)理分析以質量改進性的內(nèi)生增長模型（Crossman和Helpman，1991；Barro和Sala-i-Martin，1995）為基礎并進行適度擴展。，包括中間產(chǎn)品的研發(fā)部門、生產(chǎn)部門和最終產(chǎn)品的生產(chǎn)部門。本文假定吸引外資是東道國獲取技術的唯一渠道，普通勞動力可以在最終產(chǎn)品各生產(chǎn)部門間自由流動，中間產(chǎn)品屬于壟斷競爭市場，而最終產(chǎn)品屬于完全競爭市場。

假定中間產(chǎn)品品質上的差異通過其包含的技術水平來體現(xiàn)，每種中間產(chǎn)品的技術水平沿階梯排列，取處在梯級j上的中間產(chǎn)品其質量水平為生產(chǎn)數(shù)量為

設外資企業(yè)研發(fā)的第j種中間產(chǎn)品質量水平為生產(chǎn)的數(shù)量為內(nèi)資企業(yè)研發(fā)的中間產(chǎn)品質量水平為，生產(chǎn)的數(shù)量為于是，最終產(chǎn)品的總量生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

為簡化起見，把最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門勞動者的工資標準化為1，并且假定生產(chǎn)每單位最終產(chǎn)品剛好需要1單位中間產(chǎn)品。

于是，最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門的利潤函數(shù)可表示為：

最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門利潤最大化時，滿足?π／?L＝0，可得最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門勞動力工資為：

因為最終產(chǎn)品市場是完全競爭的，所以中間產(chǎn)品生產(chǎn)的邊際成本就是最終產(chǎn)品的價格。于是，中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門的利潤函數(shù)為：

在不完全競爭條件下，利潤最大化時中間產(chǎn)品價格為：

將式（6）代入式（4），整理后可得：

根據(jù)式（7）可得全要素生產(chǎn)率為：

由式（8）可知，內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平會受到內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品的數(shù)量（即內(nèi)資企業(yè)中間產(chǎn)品市場的規(guī)模大?。?、外資企業(yè)生產(chǎn)的中間產(chǎn)品的數(shù)量（即外資企業(yè)中間產(chǎn)品市場的規(guī)模大?。?、最終產(chǎn)品市場勞動力數(shù)量L、最終產(chǎn)品市場勞動力份額α、時間偏好率ρ、資本投入的份額β、內(nèi)資企業(yè)研發(fā)的中間產(chǎn)品質量等級（即內(nèi)資企業(yè)的技術水平或研發(fā)水平）、外資企業(yè)研發(fā)的中間產(chǎn)品質量等級（即外資企業(yè)的技術水平或研發(fā)水平）等因素的綜合影響，部分因素可能會通過作用于其他因素而最終對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

基于上述理論分析，本文認為，鑒于部分變量對全要素生產(chǎn)率的影響可能是間接的或復雜的，這時全參數(shù)計量模型可能無法真實刻畫這種復雜的關系，從而會導致全參數(shù)模型估計結果不準確和不穩(wěn)健。①全參數(shù)模型估計結果對模型設定有很強的依賴性，若不能確定某個變量對全要素生產(chǎn)率是參數(shù)影響還是其他形式的影響時，全參數(shù)計量模型的設定可能就是不合理的，會導致估計結果不穩(wěn)健，因而檢驗結果就沒有意義。

三、計量模型設計與數(shù)據(jù)說明

（一）基本計量模型構建

本文選取制造業(yè)中的三個分行業(yè)（機電行業(yè)、食品制造業(yè)及紡織業(yè)）為研究對象，①本文選取的三個行業(yè)具有各自不同的行業(yè)發(fā)展特征：機電行業(yè)是我國第一大出口行業(yè)，研究外資對該行業(yè)技術進步影響有助于我國出口結構的優(yōu)化及外貿(mào)經(jīng)濟效益的大幅提升；隨著居民生活水平的提升，食品質量及安全問題越來越引起消費者的關注。因此，以食品行業(yè)為研究對象分析該行業(yè)技術進步與產(chǎn)品品質特征、質量等級等的關系很有必要；紡織業(yè)是我國傳統(tǒng)優(yōu)勢行業(yè)，它對我國的出口、就業(yè)等貢獻突出。但是其優(yōu)勢在逐漸削弱，在新形勢下研究如何利用外資提高本行業(yè)的技術水平，對保持出口競爭力很有意義。分別從外資層面和各行業(yè)自身特征方面來探求各行業(yè)技術進步的影響因素。借鑒Miller（2000）及許和連（2006）的建模思路，以全要素生產(chǎn)率作為我國行業(yè)技術進步的代理變量，假定全要素生產(chǎn)率由一國對外開放度、人力資本水平和研發(fā)實力等共同決定，構建的全參數(shù)計量模型如下：

其中，tfpit為全要素生產(chǎn)率，expit為出口強度變量，impit為進口強度變量，resit為研發(fā)強度變量，humit為人力資本存量，conit為一系列控制變量（包括行業(yè)規(guī)模、企業(yè)組織形式、運輸距離等），vi為各企業(yè)層面的個體效應，uit為隨機擾動項。本文以式（9）為基準計量模型，根據(jù)各行業(yè)的特征適當修正模型，然后根據(jù)全參數(shù)估計結果決定是否建立對應的半?yún)?shù)計量模型。

（二）技術進步的測度方法

本文把全要素生產(chǎn)率（tfp）作為技術進步的代理變量，并且使用Olley-Pakes（1996）提出的估計方法來計算全要素生產(chǎn)率。②運用傳統(tǒng)生產(chǎn)率估計方法可能會帶來同時性偏差和選擇性偏誤問題，使用Olley-Pakes（1996）提出的非參數(shù)估計方法可以有效解決上述問題。該方法的思路大概可分為三個步驟：

第一步，估計勞動力要素的系數(shù)α。設C-D生產(chǎn)函數(shù)的形式為③理論上，生產(chǎn)函數(shù)還可以設置成超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式或CES生產(chǎn)函數(shù)形式。但相對于這兩種函數(shù)而言，C-D生產(chǎn)函數(shù)結構簡約，對規(guī)模經(jīng)濟的測度直觀且符合常理而常被采用。：Y＝ALαKβ，方程兩邊取對數(shù)，可得。令，則其中，為可以被企業(yè)觀測到但計量者無法觀測到的隱性生產(chǎn)率，ei為隨機誤差項。?越高，企業(yè)越會追加對當期的投資。設投資額為I，存在，則。此時，。不妨設，則。雖然上式中的具體形式未知，但Olley和Pakes（1996）指出，可以使用當期投資額、企業(yè)年齡和資本存量的二階多項式近似估計得出。運用OLS估計上式即可得到α的無偏一致估計值。

第二步，估計資本要素的系數(shù)β。定義，設，④此處本文參考Amiti和Konings（2007）。它是一個包含φ（·）與資本存量滯后項的未知函數(shù)。雖然無法得知企業(yè)隱形生產(chǎn)率的真實函數(shù)形式，但可以通過φt-1與kt-1的四階多項式來近似（于淼杰，2014）估計。這時，就可以通過非線性最小二乘法進行估計得出資本要素β的有效且一致的估計值。

第三步，在勞動力及資本要素的系數(shù)被估計出來之后，就可以根據(jù)得到全要素生產(chǎn)率的對數(shù)值。

（三）各行業(yè)數(shù)據(jù)來源及說明

本文使用了2003-2009年的中國企業(yè)層面數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要有以下幾個來源：第一個來源是國家統(tǒng)計局提供的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》（2003-2009年），該數(shù)據(jù)庫囊括了中國制造業(yè)中所有國有企業(yè)及銷售收入在500萬元人民幣以上的非國有工業(yè)企業(yè)（主要包括外資企業(yè)，港、澳、臺企業(yè)和部分民企）的主要會計變量信息，包括企業(yè)資本構成、員工結構及受教育程度、企業(yè)經(jīng)營商品種類、盈虧狀況、進出口商品結構及數(shù)值、企業(yè)研發(fā)投入額度等。第二個來源是世界銀行2010年發(fā)布的關于“競爭、技術及企業(yè)關聯(lián)”的大型問卷調(diào)查數(shù)據(jù)庫及外國投資指導性服務機構所發(fā)起的調(diào)查問卷。該數(shù)據(jù)庫涵蓋了北京、上海和廣州等中國一線城市的規(guī)模以上的1 500多家大型企業(yè)的相關數(shù)據(jù)信息。微觀數(shù)據(jù)普遍存在統(tǒng)計不全、不連續(xù)等現(xiàn)象，針對這種情況，本文借鑒Blalock和Gertler（2004）的處理方法，即如果一個企業(yè)首尾年份的數(shù)據(jù)可得，則采用平滑遞推法補充其不超過兩年的缺失值；如果一個企業(yè)存在兩年以上的數(shù)據(jù)缺失，則刪除該企業(yè)所有數(shù)據(jù)。此外，為了消除不同年份價格波動的干擾，本文還借助了《中國統(tǒng)計年鑒》及部分省份統(tǒng)計年鑒，利用其提供的部分外資數(shù)據(jù)及各地區(qū)相應年份的商品價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)等對企業(yè)相應的賬面價值進行平減。第三個來源是國際貨幣基金組織和世界銀行等國際經(jīng)濟機構的網(wǎng)站，從其網(wǎng)頁上獲取了我國利用外資及人民幣匯率等詳細的數(shù)據(jù)信息。

（四）內(nèi)生性處理方法

式（9）為動態(tài)計量模型，考慮到系統(tǒng)內(nèi)生性問題，本文使用系統(tǒng)動態(tài)GMM估計方法。系統(tǒng)GMM估計是在差分GMM估計的基礎上引入了水平方程，并以滯后的差分變量作為水平方程的工具變量，只要工具變量的滯后期數(shù)相對較長，最終會使估計結果比差分GMM估計更具有效性和一致性。本文根據(jù)Arellano和Bond（1991）提出的動態(tài)GMM估計的工具變量選擇方法，和動態(tài)模型（9）的一階差分數(shù)據(jù)，用內(nèi)生變量（lntfpi，t-1）的水平值及滯后三期值作為工具變量，可以有效地消除面板數(shù)據(jù)中不可觀測的個體效應（vi）的影響并能保證估計結果的一致性。此外，本文使用系統(tǒng)的Sargan檢驗及相應的p值來衡量系統(tǒng)工具變量總體的有效性。①具體檢驗結果請參見本文后面的各個表格。

四、模型估計結果及分析

本部分首先根據(jù)機電行業(yè)、食品行業(yè)和紡織行業(yè)各行業(yè)發(fā)展特征修正基準模型進行全參數(shù)估計，然后根據(jù)全參數(shù)估計結果決定是否建立對應的半?yún)?shù)模型，最后對模型估計結果進行分析。

（一）機電行業(yè)計量模型構建及結果分析

基于樣本期內(nèi)我國機電行業(yè)出口基本狀況及基準模型（9），構建如下全參數(shù)計量模型：

其中，lntfpit表示本行業(yè)第i個企業(yè)t時期全要素生產(chǎn)率水平，lnfdiit表示第i個企業(yè)t時期吸引外資份額，lntecit表示第i個企業(yè)t時期所吸引外資的技術水平，styit表示外資出資方式（本文把外資出資方式設為虛擬變量，若采取中外合資投資方式則該變量取1，若選擇外商獨資方式則該變量取值為0），lnresit表示第i個企業(yè)t時期的研發(fā)水平，lnexpit表示第i個企業(yè)t時期出口強度，lnsizit為外資企業(yè)規(guī)模，lntfpi，t-1表示本行業(yè)第i個企業(yè)t-1時期全要素生產(chǎn)率水平，vi為本行業(yè)多企業(yè)層面的個體效應，uit為隨機擾動項。表1為各變量名稱及計算方法，表2為式（10）全參數(shù)估計結果。

表1 各變量名稱及計算方法

表2 機電行業(yè)全要素生產(chǎn)率全參數(shù)估計結果（系統(tǒng)GMM估計）

表2是在有效解決系統(tǒng)內(nèi)生性問題之后的全參數(shù)回歸結果。根據(jù)表2可以發(fā)現(xiàn)：機電行業(yè)大多數(shù)外資企業(yè)出口強度（lnexpit）與外資企業(yè)規(guī)模（lnsizit）對技術進步的影響不顯著［其中，除新加坡之外的其他國家（地區(qū)）外資企業(yè)出口強度對技術進步的影響不顯著；除港、澳、臺之外其他國家（地區(qū)）外資企業(yè)規(guī)模對技術進步影響系數(shù)不顯著］。①明確企業(yè)出口強度與規(guī)模對技術進步影響不顯著的原因很重要。如果不顯著的原因是由于前兩者對全要素生產(chǎn)率影響復雜以至于無法用參數(shù)來表示的話，那么全參數(shù)計量模型設定是有問題的。本文的理論分析結論也表明，很多變量對技術進步的影響可能不是直接的甚至是復雜的。為明確前兩者對技術進步的影響，本文分別用散點圖與折線圖進一步觀察它們之間的關系。圖1和圖2分別是外資企業(yè)出口強度與技術進步關系的散點圖和外資企業(yè)規(guī)模與技術進步關系的折線圖。根據(jù)圖1和圖2容易發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出口強度、規(guī)模與全要素生產(chǎn)率之間都存在較復雜的非線性關系。據(jù)此，本文認為全參數(shù)計量模型（10）的設置存在問題，因為它扭曲了部分變量之間的真實關系。②若全參數(shù)計量模型設立不合理或樣本總體并不服從預先假定的某個分布（一般是指正態(tài)分布），會扭曲變量間存在的真實關系，結果會導致部分變量估計結果不顯著或者部分解釋變量對被解釋變量的影響存在較大誤差。本文決定建立對應的半?yún)?shù)模型，把這兩個變量納入到半?yún)?shù)模型的非參數(shù)部分，建立的半?yún)?shù)模型如式（11）所示。表3是對方程（11）半?yún)?shù)估計結果。

根據(jù)機電行業(yè)的半?yún)?shù)估計結果（如表3所示），我們得到如下結論：

第一，半?yún)?shù)模型對各變量系數(shù)的估計結果普遍低于全參數(shù)估計結果。這一點與本文預期一致。因為從理論上講，如果全參數(shù)模型中系數(shù)估計不顯著，那么變量（出口強度與企業(yè)規(guī)模）可能會通過其他變量間接影響被解釋變量，所以可能會高估其他變量的系數(shù)值。設置成半?yún)?shù)計量模型后，估計結果不顯著的變量不再通過其他變量來影響被解釋變量。表3的半?yún)?shù)估計結果證實了這一點。據(jù)此，本文認為把出口變量和外資規(guī)模變量納入非參數(shù)部分建立半?yún)?shù)模型是合理的，其估計結果更準確。

第二，不同來源地的外資對機電行業(yè)的技術進步影響存在顯著差異，來自美、日、德的外資對全要素生產(chǎn)率的提升不如來自亞洲的港、澳、臺和新加坡。這可能是由于歐、美與我國技術差距過大導致吸收效率低下，而港、澳、臺及新加坡的外資技術與大陸的差距較小，屬于更適宜的技術，更適合我國機電行業(yè)的發(fā)展。

第三，不同外資投資形式對我國機電行業(yè)技術進步的影響存在明顯差異。除美國之外的其他國家（地區(qū)）的外資均通過了顯著性檢驗。來自美國的外資投資方式前的系數(shù)為負，這與投資方式密切相關。美國采取獨資企業(yè)形式會使我國機電行業(yè)較難從美資企業(yè)中獲得核心技術。因此，美資企業(yè)的技術水平前的系數(shù)是負值。而把外資數(shù)量和技術水平的交互項引入半?yún)?shù)模型后，美資企業(yè)在15%的顯著性水平上通過了檢驗。這表明我國引進美資時若把數(shù)量與技術同時重視起來，在一定程度上還是能獲得一定技術進步的。

第四，研發(fā)變量系數(shù)顯著通過了檢驗充分表明自主研發(fā)能力對機電行業(yè)技術水平作用十分明顯。人力資本變量基本全部通過顯著性檢驗，也表明人力資本對機電行業(yè)競爭力提升具有重要的作用。

表3 不同來源地外資對東道國技術進步影響之半?yún)?shù)估計結果

圖1 出口強度與技術進步散點圖

圖2 企業(yè)規(guī)模與技術進步折線圖

（二）食品制造業(yè)的參數(shù)估計及結果分析

我們選取食品制造業(yè)企業(yè)作為研究對象，重點分析食品的品質和外資的出資比例等對企業(yè)技術進步的影響。所建立的全參數(shù)計量模型為：

其中，ratit為食品制造企業(yè)外資出資比例，quait為產(chǎn)品品質變量，intit為出口強度變量，perit為目標市場國人均收入水平，conit為控制變量，vi為個體效應，uit為隨機擾動項。

表4 各變量名稱及計算方法

表5 基于食品制造業(yè)的全參數(shù)估計結果

根據(jù)表5的全參數(shù)回歸結果，發(fā)現(xiàn)出口強度和地理距離對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著，可能是由于兩者對全要素生產(chǎn)率的影響比較復雜。①從理論上講，出口強度越大，其技術水平未必越高。因為我國多數(shù)產(chǎn)品選擇出口在于具有價格優(yōu)勢，而不是技術優(yōu)勢。出口市場地理距離越遠，也未必表明該產(chǎn)品技術含量更高。因為我國長期實施出口市場多元化戰(zhàn)略，并且部分企業(yè)享受補貼，企業(yè)有條件做到出口到地理距離較遠的地區(qū)。此外，關于出口強度、地理距離與全要素生產(chǎn)率的散點圖也進一步證實了前兩者與后者之間并不是簡單的線性或二次關系。②受篇幅限制，散點圖被省略了，有需要者可與作者聯(lián)系。這說明用全參數(shù)計量模型進行估計可能存在一定的問題。于是本文嘗試把出口強度與地理距離兩個變量納入半?yún)?shù)模型的非參數(shù)部分，修正式（12）得到對應的半?yún)?shù)模型如式（13）所示，對應的半?yún)?shù)估計結果見表6。

表6 基于食品制造業(yè)的半?yún)?shù)估計結果

根據(jù)表6得出的半?yún)?shù)估計結果，發(fā)現(xiàn)半?yún)?shù)估計擬合優(yōu)度提高了，估計結果更穩(wěn)健，并可以得出如下結論：

第一，食品制造業(yè)外資出資比例的提高能夠在1%的水平上顯著地促進企業(yè)生產(chǎn)率水平提升（外資出資比例每提高1%，不同模型的企業(yè)生產(chǎn)率分別會提高0.32%、0.31%、0.30%和0.33%）。

第二，選用4種不同的食品質量衡量指標一致通過了至少5%水平上的顯著檢驗，表明食品行業(yè)產(chǎn)品品質對企業(yè)生產(chǎn)率提高具有明顯的推動作用，其中用創(chuàng)新產(chǎn)品銷售額占總銷售額的比值來衡量的食品質量對企業(yè)生產(chǎn)率的提升最大（系數(shù)達到0.28），而研發(fā)投資所占比例衡量的產(chǎn)品質量對全要素生產(chǎn)率的影響排在其后（系數(shù)為0.26）。創(chuàng)新產(chǎn)品的銷售代表著質量最好的產(chǎn)品研發(fā)成功并且已投放到市場上，而用研發(fā)投資所占比例來衡量的產(chǎn)品質量對企業(yè)技術進步促進作用較小是因為研發(fā)有失敗的風險。而用企業(yè)工人工資與是否通過國際質量認證兩個變量刻畫的產(chǎn)品質量系數(shù)也通過了5%的顯著性檢驗，說明選擇這兩個產(chǎn)品質量代理變量還是有其合理性的。

第三，如果出口市場是發(fā)達國家，那么有助于推動企業(yè)技術進步（見表6中第三行前兩列），出口市場若是欠發(fā)達國家，則不利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升（見表6中第三行后兩列）。這與發(fā)達國家對進口產(chǎn)品質量要求較高有直接關系。

第四，企業(yè)規(guī)模越大越有助于提高食品生產(chǎn)企業(yè)技術進步（見表6中第四行），股份有限責任公司產(chǎn)品質量與企業(yè)技術進步存在顯著正相關關系（見表6中第五行），而非股份制食品生產(chǎn)企業(yè)產(chǎn)品質量與企業(yè)生產(chǎn)率間關系雖然是正相關關系，但沒有通過顯著性檢驗，這可能與中小食品企業(yè)產(chǎn)品質量不穩(wěn)定有密切關系。

（三）基于紡織業(yè)的全參數(shù)估計及結果分析

紡織業(yè)是我國的傳統(tǒng)優(yōu)勢行業(yè)，自美國2005年被迫取消對華紡織品的配額后，中國紡織品出口仍然遇到反傾銷、保障措施、非關稅壁壘和人民幣匯率升值等諸多出口障礙。近幾年，我國紡織業(yè)開始了對外投資，這樣可以有效地降低生產(chǎn)成本、繞開東道國設置的各種出口限制和有效緩解人民幣升值壓力等。研究當今環(huán)境下如何長期保持我國紡織行業(yè)的競爭力，其重要意義不言而喻。本部分從我國紡織業(yè)的對外投資形式、行業(yè)集聚度和外資技術水平等方面研究本行業(yè)生產(chǎn)率和競爭力的問題。表7是紡織業(yè)全要素生產(chǎn)率各影響因素及其說明。

根據(jù)上述描述，本部分建立的全參數(shù)模型為：

本文根據(jù)模型（14）得出的全參數(shù)估計結果如表8所示。

表7 紡織業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素及說明

表8 基于紡織業(yè)的全參數(shù)估計結果

根據(jù)表8的估計結果，我們得出如下結論：①在全參數(shù)估計結果中，各解釋變量基本上都通過了顯著性檢驗，因此就沒必要做半?yún)?shù)估計了。第一，從紡織業(yè)投資形式的估計系數(shù)及顯著性水平來看，我國目前的紡織業(yè)選擇對外直接投資形式是最好的選擇。第二，集聚水平變量前的系數(shù)表明，不同投資形式下資本集聚對全要素生產(chǎn)率的影響方向及程度不一樣。對外投資方式下，行業(yè)集聚可以顯著地促進技術進步（對應系數(shù)為0.12且通過了5%的顯著性檢驗）；在并購方式下，行業(yè)集聚會阻礙行業(yè)生產(chǎn)率水平的提高（對應系數(shù)為-0.08但不顯著），吸引外資對行業(yè)生產(chǎn)率提升可能仍有幫助，但效果不明顯（對應系數(shù)為0.07但沒通過10%的顯著性檢驗）。第三，在對外直接投資方式下外資技術水平對行業(yè)全要素生產(chǎn)率具有積極影響，而國內(nèi)并購及吸引外資兩種方式均沒有得到外資與行業(yè)全要素生產(chǎn)率間的顯著關系。第四，對外直接投資方式下紡織業(yè)職工工資水平會顯著地促進行業(yè)生產(chǎn)率提高，而國內(nèi)并購和吸引外資兩種方式下工資水平起到相反效果（即在國內(nèi)并購或吸引外資方式下，工人工資水平越低，企業(yè)成本就越低，因此越能提高行業(yè)競爭力）。第五，人民幣實際有效匯率在一定程度上確實對我國紡織品出口產(chǎn)生了負面影響（人民幣匯率每升值1%，在并購和吸引外資兩種方式下行業(yè)競爭力分別下降0.06%和0.04%）。

五、結論及啟示

本文以外資的異質性和行業(yè)發(fā)展差異為研究視角，以機電行業(yè)、食品制造業(yè)和紡織業(yè)三個代表性行業(yè)作為研究對象，分別進行了全參數(shù)和半?yún)?shù)經(jīng)驗檢驗（紡織業(yè)只進行全參數(shù)估計），結果表明外資的諸多異質特征對不同行業(yè)存在不同的影響。本文還發(fā)現(xiàn)：第一，機電行業(yè)生產(chǎn)率與外資來源地、外資技術水平有密切關系。實證結果表明，港、澳、臺地區(qū)的外資更適合我國機電行業(yè)發(fā)展，而歐、美發(fā)達國家（地區(qū)）的外資對行業(yè)技術進步推動效果要稍差一些；合資方式下我國機電行業(yè)發(fā)展較快，而采取獨資方式的外資對機電行業(yè)發(fā)展貢獻較小，但在獨資規(guī)模較大的情況下我國機電行業(yè)仍可獲得較大的技術進步。第二，對食品制造業(yè)來說，外資出資比例提高會顯著推動行業(yè)生產(chǎn)率的提升，產(chǎn)品品質越高越能顯著地推動行業(yè)發(fā)展，出口目標市場的消費水平會帶動本行業(yè)快速發(fā)展，行業(yè)規(guī)模與行業(yè)競爭力顯著正相關。第三，投資形式對我國紡織業(yè)發(fā)展影響非常顯著，對外直接投資比國內(nèi)并購和吸引外資更能推動行業(yè)快速發(fā)展。此外，不同投資方式下的工資水平與行業(yè)生產(chǎn)率存在不同影響，人民幣匯率變化對紡織業(yè)出口存在一定程度的影響，但程度并不嚴重。

基于上述主要分析結論，本文認為我國各行業(yè)發(fā)展存在較大的差距，機電行業(yè)、食品制造業(yè)和紡織業(yè)具有不同的發(fā)展狀況和問題，在制定政策時應該區(qū)別對待。

首先，機電行業(yè)吸引外資重點不應該是歐、美地區(qū)，而是港、澳、臺及東南亞其他發(fā)達國家（地區(qū)），并且本行業(yè)吸引外資應盡量使用直接投資形式，若采取獨資形式，應該對外資的出資規(guī)模進行適當控制，外資出資比例不能太低。需要培養(yǎng)大量高質量的人力資本投入到機電行業(yè)中，加大研發(fā)投入力度來提升自身研發(fā)能力及外來技術的吸收能力。

其次，需通過廣泛、深入地與外資合作來提高食品制造業(yè)的產(chǎn)品質量進而提升本行業(yè)整體競爭力，應注意結合不同消費水平來研發(fā)不同類型的食品，食品出口市場應重點瞄向歐、美、日等發(fā)達地區(qū)，并且積極鼓勵行業(yè)集聚和行業(yè)寡頭的聯(lián)盟。

最后，目前我國紡織業(yè)發(fā)展面臨諸多不利因素，對外直接投資或許是解決諸多不利因素的最好方式，因此應鼓勵有實力的紡織企業(yè)“走出去”；若采取國內(nèi)并購方式需注意合理規(guī)避集聚的負面效應；若采取吸引外資方式，則應制定較合理的區(qū)位導向政策以引進國外較先進和適宜的技術。

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