孔 帥，張 玉，李 平

（1.中國社會科學院研究生院，北京102488；2.南開大學經濟學院，天津300071；3.山東理工大學商學院，山東淄博，255000）

外商直接投資對中國技術進步影響的門限效應

孔 帥1，張 玉2，李 平3

（1.中國社會科學院研究生院，北京102488；2.南開大學經濟學院，天津300071；3.山東理工大學商學院，山東淄博，255000）

采用動態(tài)廣義矩估計和內生門限估計方法，從外商直接投資對中國的市場競爭效應和行業(yè)內技術溢出效應視角，就外商直接投資對我國技術進步影響進行實證檢驗，分析結果表明，外商直接投資的流入對中國技術進步具有正向促進作用，其中影響技術進步的技術溢出效應較為顯著，而市場競爭效應不顯著。進一步的門限效應檢驗發(fā)現(xiàn)，這兩種效應均具有非線性的雙門檻特征。

外商直接投資；技術進步；Maimquist指數(shù)；門限效應

一、引 言

隨著經濟技術全球化的發(fā)展，一國的技術進步不僅僅來自于本國的技術創(chuàng)新，還能來自于國外先進技術的溢出。外商直接投資（FDI）所產生的國際技術溢出效應，已成為各國技術進步的重要外部來源之一，這在技術創(chuàng)新能力薄弱的發(fā)展中國家和地區(qū)表現(xiàn)得尤為突出。［1］Blomstrom和Sjoholm［2］用生產函數(shù)模型，考察了印度尼西亞8000多個制造企業(yè)在1980～1991年間的溢出效應，研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資顯著影響東道國生產率的增長。近期研究中，Branstetter［3］、Bitzer和Kerekes［4］等研究都支持FDI對東道國技術溢出的存在性。近年來，F(xiàn)DI流入對我國技術進步的影響也日益引起國內學者的關注。對于像中國這樣經濟還不夠發(fā)達、科研經費比較稀缺的發(fā)展中國家而言，科技投入相對不足，僅僅依靠本國的R&D投入來提升其自主創(chuàng)新能力，顯然不能滿足本國“提高自主創(chuàng)新能力，建設創(chuàng)新型國家”的迫切需求。作為國際技術擴散的重要渠道，F(xiàn)DI還可以彌補國內R&D投入的不足，促進一國自主創(chuàng)新能力的提升。江小涓、李蕊［5］研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的增長不僅推動中國工業(yè)的規(guī)模擴大，而且提升了中國工業(yè)技術增長的質量。王紅領等［6］利用1998～2003年中國37個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)，就FDI對我國民族企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響進行回歸分析，結果證明了FDI對內資企業(yè)的研發(fā)能力有顯著的促進作用。

FDI進入還會導致行業(yè)和市場競爭加劇。外資的競爭可能激勵內資企業(yè)加大自主研發(fā)投入力度，改善企業(yè)內部的創(chuàng)新研發(fā)環(huán)境。本土企業(yè)則會試圖通過大量投入研發(fā)所需的資本和人力，來提高企業(yè)的技術創(chuàng)新能力和企業(yè)現(xiàn)有資源的使用效率，進而提高內資企業(yè)的生產效率和企業(yè)競爭力。

就中國市場而言，F(xiàn)DI的進入已對中國的技術進步產生了一定程度的促進作用。FDI的進入促使內資企業(yè)加大自主研發(fā)投入力度，來提高企業(yè)市場競爭力和企業(yè)生產效率，以應對日益激勵的市場競爭。但是，隨著全球跨國公司的迅猛發(fā)展，流入中國的外商直接投資規(guī)模逐漸加大，導致國內的市場競爭程度日益加劇。我國許多內資企業(yè)面臨強大的外部壓力，由于技術水平較低，市場競爭力較弱，而被迫退出市場。大量本土企業(yè)的退出，在一定程度上提高了外資企業(yè)的市場壟斷地位，抑制了我國企業(yè)的發(fā)展動力，從而產生了一定的市場攫取效應。

根據(jù)已有文獻，多數(shù)的研究學者都相信，F(xiàn)DI的進入必然會對東道國產生一定的技術溢出效應。技術適度領先的外商直接投資進入東道國，的確能給東道國帶來先進的技術和管理等資源，從而有利于本土企業(yè)進行學習、模仿以及吸收創(chuàng)新，以增強內資企業(yè)的勞動生產率和技術創(chuàng)新能力。然而，在外資的技術水平遠遠高于內資企業(yè)的情況下，外資的技術可能并不適用于內資企業(yè)，或者國內的企業(yè)根本無法達到模仿和學習的能力臨界值，這樣，不僅無法較好地獲得外商直接投資的技術溢出效應，而對于那些技術差距較大的內資企業(yè)，由于面臨更大的市場競爭壓力，它們則可能被迫在競爭中退出市場。因此，技術的溢出還存在一定的限制。

現(xiàn)有大多數(shù)研究文獻雖已經注意到FDI通過國際技術溢出效應影響中國技術進步的事實，但是，鮮有文獻嚴謹深入地分析FDI的技術溢出特征。鑒于此，本文嘗試利用我國2000～2012年的行業(yè)層面面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)廣義矩估計的方法來考察FDI對我國內資企業(yè)技術進步的影響，并且進一步采用內生門限檢驗的方法來檢驗FDI技術進步的門檻效應特征。

二、外商直接投資對中國技術進步影響的線性檢驗

行業(yè)層面對FDI溢出的研究分為行業(yè)內溢出與行業(yè)間溢出。鑒于本文研究目的，此處只考察行業(yè)內溢出。FDI主要通過市場競爭效應和技術溢出效應來影響東道國同行業(yè)內企業(yè)的技術水平及生產效率。以往涉及FDI溢出的實證研究多采用FDI“量”的指標，指標的這種量化方法，雖較充分地反映了引資數(shù)量的影響，［7］但卻忽略了FDI“質”的差異?？梢?，單一指標檢驗無法測度FDI的特征對技術進步的差異化影響，本文則選取合適的指標對這兩種效應加以區(qū)分，將其同時納入FDI溢出效應的研究框架。

1.模型的建立

Aghion等在檢驗FDI對英國企業(yè)的影響時，以FDI資本的行業(yè)比重；表示企業(yè)進入帶來的“市場競爭效應”；并以英國企業(yè)與代表技術前沿的美國企業(yè)之間的全要素生產率差距，表示FDI的技術溢出空間，以反映“技術溢出效應”。［8］本文運用Aghion的方法，將基準模型設定為：

其中，i表示行業(yè)，t表示時間；被解釋變量Tit表示內資行業(yè)的技術進步率；外資市場份額的自然對數(shù)lnFDIit表示外資進入的“市場競爭效應”；內外資企業(yè)的技術差距Gapit，表示外資的“技術溢出效應”，該指標由于使用DEA方法計算，已經是歷年的變化值，因此不取自然對數(shù)而采用原值；Xit為控制變量，如行業(yè)個體差異等因素；uit為模型的擾動項，且假定服從N（0，σ2）。

東道國各行業(yè)技術進步不僅受自身研發(fā)努力的影響，相對于FDI的技術溢出效應方面而言，而且還受自身消化吸收能力影響，因此，實證選取能夠同時反映行業(yè)研發(fā)努力與消化吸收能力的內資研發(fā)作為控制變量。本文選擇內資行業(yè)全要素生產率為被解釋變量，在模型中加入被解釋變量的滯后一期，以盡可能消除多重共線性問題。因此，基礎模型可進一步表示為：

其中，TFPit表示內資行業(yè)包括技術變動和效率變動的全要素生產率，其余含義不變。

2.技術進步和技術差距的測算

我們首先根據(jù)Malmquist生產率指數(shù)，對中國技術進步以及外資與內資企業(yè)技術差距進行測算。本文采用基于Fare等模型的Malmquist指數(shù)分解法，［9］即：

其中，a/b、c/d分別表示決策單元在t和t+1期的技術效率。這里，以不同時期決策單元相對于生產前沿的距離的不同所顯示的差距，反映技術效率變動。決策單元不斷向生產前沿推進的情形也被稱為追趕效應。假定投入n在t和t+1期的前沿產出分別為d和e，那么，T△=d/e。通過比較不同時期生產前沿的產出情況，可以觀測被考察對象的技術進步。b/f、e/g分別表示t期生產前沿在投入為m和n時的規(guī)模效率，S△=ef/bg。通過比較不同時期投入在同一生產前沿上的規(guī)模效率，可以觀測規(guī)模報酬變動情形。S△＞1說明規(guī)模報酬呈現(xiàn)遞增性質，S△＜1說明規(guī)模報酬呈現(xiàn)遞減性質。

在使用DEA方法計算上述指標時，使用的投入是行業(yè)i在時間t的固定資本存量k和勞動投入L，產出是對應的工業(yè)增加值Y。固定資本存量的計算方法為國際上通常使用的永續(xù)盤存法。全行業(yè)固定資本存量的永續(xù)盤存法計算公式為：Kit=Ki，t-1+△Kit。其中，Kit表示行業(yè)i在時間t的固定資本存量凈值；△Kit表示行業(yè)i在時間t的固定資產投資。該數(shù)值以相鄰兩年的固定資產凈值之差表示，并將其用1991年為基期的固定投資價格指數(shù)進行平減。由于三資企業(yè)固定資產凈值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)時間段較短，實證中內資企業(yè)各年份的固定資本存量，以相應年份的行業(yè)固定資本存量與內資企業(yè)固定資本凈值余額行業(yè)占比的乘積來計算。

3.數(shù)據(jù)說明

內資企業(yè)相對時間t行業(yè)i的全要素生產率TFPit使用DEA-Malmquist方法計算得出；市場份額FDIit以外資產品銷售收入占整個行業(yè)的銷售收入的比例表示（本文認為相對外資的資產比重，銷售收入比例更能體現(xiàn)市場競爭效應）；Gapit為時間t行業(yè)i中內外資企業(yè)的技術差距；控制變量RDit表示在時間t的內資企業(yè)所在行業(yè)的研發(fā)投入強度，以內資大中型工業(yè)行業(yè)的科技經費總支出占內資行業(yè)銷售收入的比重來表示。此處，假設行業(yè)的研發(fā)力量主要集中于大中型企業(yè)，小企業(yè)的研發(fā)沒有計算在內。

在上述指標構建中，除固定資本存量外，內資企業(yè)所在行業(yè)的各數(shù)值均使用行業(yè)總值減去“三資企業(yè)”數(shù)值得到。其中，用于計算全要素生產率的工業(yè)增加值（該指標以1991年為基期的工業(yè)品出廠價格平減，2004年數(shù)值為估算）和從業(yè)人員數(shù)以及行業(yè)銷售收入等數(shù)據(jù)，均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；用于計算固定資本存量的固定資產凈值余額來自歷年《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》；用于計算研發(fā)強度的科技經費內部支出和其他科技活動經費支出數(shù)據(jù)均來自歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

工業(yè)行業(yè)樣本數(shù)據(jù)選自于2000～2012年《中國統(tǒng)計年鑒》。其中，“石油和天然氣開采業(yè)”和“其他采礦業(yè)”由于外資進入較少不計入內；“工藝品及其他制造業(yè)”和“廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)”是2004年以后新添加的行業(yè)，由于數(shù)據(jù)在時間段上的不統(tǒng)一，我們不予考慮；在計算行業(yè)資本存量時，由于選取的基年數(shù)據(jù)是1985年，為了規(guī)范起見，按《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》行業(yè)的變動情況，將“農副食品加工業(yè)”和“食品制造業(yè)”的相關數(shù)據(jù)合并為“食品加工制造”行業(yè)，將“石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)”和“燃氣生產和供應業(yè)”合并為“石油、煉焦、煤氣”行業(yè)，將“通用設備制造業(yè)”和“專用設備制造業(yè)”合并為“機械加工”行業(yè)。因此，我們最后選取的樣本為2000～2012年31個中國工業(yè)行業(yè)的403個觀測點。

4.實證結果及分析

運用廣義矩估計方法（GMM）對數(shù)據(jù)進行回歸，回歸結果顯示，衡量外資進入的市場競爭效應（lnFDI）對中國的自主研發(fā)創(chuàng)新有促進作用，但其影響并未通過顯著性檢驗。這是因為，如果FDI促進研發(fā)的正作用與科技進步所帶來的邊際回報遞減率的負作用互相抵消，那么，行業(yè)范圍內的FDI進入對內資企業(yè)科技研發(fā)投入的影響可能是不顯著的。FDI總量的增加，可能會使得企業(yè)減少其科技研發(fā)行為，即產生所謂的“FDI對科技研發(fā)的替代效應”。故而隨著FDI的增加，企業(yè)會產生某些惰性，即只看到眼前的短期經濟效益，而看不到自主研發(fā)行為的長期效應，其結果是，F(xiàn)DI量的增加不能顯著地提高中國內資企業(yè)的技術進步率。

回歸結果還顯示，衡量外資進入的技術溢出效應（GAP）對中國內資企業(yè)的技術進步有顯著的促進作用，并且其系數(shù)0.0231要遠大于以FDI衡量的外資進入的市場競爭效應的系數(shù)0.0024。這是因為，發(fā)達國家R&D資源及先進技術可以通過FDI等渠道擴散到發(fā)展中國家，促進這些國家創(chuàng)新能力的提升。具體而言，發(fā)達國家溢出的先進技術不僅從靜態(tài)意義上提高了發(fā)展中國家的技術存量水平，縮小了其與發(fā)達國家的技術差距，更為重要的是，在動態(tài)意義上通過各種渠道和機制促進了發(fā)展中國家自主創(chuàng)新能力的提升及創(chuàng)新機制的形成，為發(fā)展中國家后續(xù)的經濟增長與發(fā)展提供了動力。

回歸結果還表明，用以衡量內資企業(yè)研發(fā)強度的研發(fā)投入（lnRD）在1%的顯著性水平上，對內資企業(yè)的技術進步起到了促進作用，其系數(shù)為0.0364。該結果反映，東道國各行業(yè)技術進步率不僅受自身研發(fā)努力的影響，也受自身對FDI技術溢出的消化吸收能力的影響。

三、FDI影響中國技術進步的門限效應檢驗

根據(jù)上文線性模型的回歸結果可知，F(xiàn)DI的市場競爭效應對中國自主研發(fā)創(chuàng)新的正向促進作用未通過顯著性檢驗，而FDI的技術溢出效應則通過了1%的顯著性水平檢驗，但是作用效果仍然比較微弱。這可能是因為外商直接投資與中國自主研發(fā)創(chuàng)新之間存在非線性關系，使線性模型回歸得到的結論存在一定偏誤。此外，由于我國不同行業(yè)對外商投資的政策取向等方面存在差異，從而導致外資在不同行業(yè)產生差異化影響，因而有必要建立門限模型，利用行業(yè)層面數(shù)據(jù)，來檢驗FDI對中國自主研發(fā)創(chuàng)新影響的非線性特征。

1.門限模型的設定

Hansen［10］的內生門限檢驗方法為本文的研究提供了借鑒。設定FDI技術溢出的單一和雙重門限模型分別為：

其中，i表示個體，t表示時間；lnTit為被解釋變量，表示內資企業(yè)的全要素生產率；lnFDIit和Gapit表示兩個可能存在門限效應的自變量，以分別為外資的市場份額和內外資企業(yè)的技術差距；lnRDit為國內研發(fā)投入指標；xit為門限變量，τ表示設定的門限值；ω1、ω2和ω3等為不同區(qū)間內的自變量作用參數(shù)，ωit服從iid（0，σ2）。

2.數(shù)據(jù)說明及檢驗結果

內生門限模型研究的時間范圍仍然為2000～2012年，樣本為行業(yè)層面的403個觀測值，各統(tǒng)計變量的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。基于前文分析，我們選取外資的市場份額和內外資企業(yè)的技術差距作為門限變量，分別反映外資進入的“市場競爭效應”和外資的“技術溢出效應”，進一步采用內生門限模型中的（4）至（7）式對不同區(qū)間內FDI的影響效果進行計量檢驗和深入分析。

（1）門限效應檢驗及門檻值估計

首先，我們確認是否存在門限效應，以及門檻值的數(shù)量，進而決定采用的門限模型的形式。通過運用“自助（Bootstrap）”的方法反復抽樣，分別在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的情形下進行檢驗，所得的統(tǒng)計結果列于表2。

根據(jù)門限效應檢驗的結果我們發(fā)現(xiàn)，就外資市場份額的門限效應而言，三重門檻未通過10%的顯著性水平檢驗，從而確定最終門限模型的形式為具有兩個門檻值的雙重門限模型。內外資企業(yè)技術差距的單一與雙重門限模型分別通過了1%和10%的顯著性水平檢驗，然而三重門檻下并未通過顯著性水平檢驗，因此，我們認為內外資企業(yè)技術差距的影響具有雙重門檻的特征。

其次，在門限效應檢驗的基礎上對門檻值進行估計，表3詳細地統(tǒng)計了各個門檻值的估計結果。

（2）模型的參數(shù)估計結果分析

從表4模型參數(shù)估計結果可以看出：

第一，外資市場份額反映外商直接投資的市場競爭效應，其對中國本土企業(yè)自主研發(fā)的影響呈現(xiàn)出正向的雙門檻特征。當外資市場份額低于0.132時，流入的FDI對中國工業(yè)企業(yè)的技術進步效應為正，但較為微弱；當外資市場份額高于0.132時，F(xiàn)DI對本土企業(yè)技術進步的影響系數(shù)顯著增加到0.9994；當外資市場份額進一步超過0.424時，流入的FDI對內資企業(yè)技術進步率的影響彈性則下降至0.2724。這一檢驗結果驗證了東道國內資企業(yè)的技術進步率與外資流入引致的市場競爭效應之間的正向關系，而且強調了其非線性的雙門檻特征。

從現(xiàn)實情況來看，通過比較分析發(fā)現(xiàn)，僅有儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)、皮革、皮毛、羽毛（絨）及其制品業(yè)、通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)和交通運輸設備制造業(yè)這6類行業(yè)的外資市場份額越過最高門檻值。對于未跨過最高門檻值的行業(yè)，F(xiàn)DI通過市場競爭效應將會促進本土企業(yè)改進現(xiàn)有技術，并提高技術創(chuàng)新能力，采用更有效率的生產和管理手段，以增強企業(yè)的市場競爭力。但是，對于外資市場份額已經超過最高門檻值的行業(yè)，外資的正向市場競爭效應已經逐漸衰減，負向競爭效應逐漸顯現(xiàn)。因此，政府在引資的過程中需要適當控制部分行業(yè)的外資比重，在協(xié)調全行業(yè)發(fā)展的過程中提高外資的正向競爭效應，減少負向競爭效應。

第二，門限模型的檢驗結果還發(fā)現(xiàn)，內外資之間的技術差距致使FDI的技術溢出效應表現(xiàn)出非線性的特征，表明FDI對我國的技術進步效應可能存在一定的“發(fā)展門檻”。固然具有先進技術水平的FDI有利于我國企業(yè)的技術進步，但FDI的技術溢出存在一定的門檻效應特征。當內外資企業(yè)的技術差距低于0.834時，F(xiàn)DI流入對東道國技術進步的影響系數(shù)為0.0392；當內外資企業(yè)的技術差距高于0.834，且低于1.184時，這一影響系數(shù)增加為0.1704，這一范圍內的技術差距仍然有利于FDI對東道國的技術溢出效應；但隨著技術差距進一步增加，超過1.184門檻值時，F(xiàn)DI的技術溢出效應系數(shù)下降為0.1198。這說明內外資的技術差距并非越大越好，如果技術差距過大，本土企業(yè)相對而言愈發(fā)缺乏自主研發(fā)的動力與能力，內資企業(yè)最終將無法模仿外資企業(yè)的先進生產技術，甚至無法吸收FDI的技術溢出。

具體地，從行業(yè)層面就FDI對東道國的技術溢出效應進行分析可以發(fā)現(xiàn)，整體上，這一技術溢出效應顯著為正，但由于不同行業(yè)的技術水平存在差異，因此FDI的技術溢出效應在不同技術水平的行業(yè)表現(xiàn)出差異化的特征。低技術水平行業(yè)所產生的外資技術溢出效應比較微弱，而高技術水平行業(yè)則相對較強。也就是說，基于我國目前各行業(yè)的技術發(fā)展水平，外商直接投資的技術外溢效應更易發(fā)生于技術水平較高的行業(yè)。當前這些行業(yè)內外資之間的技術差距依然比較顯著，更不用說那些技術水平較低的行業(yè)。因此，我國的引資政策應重視外商直接投資與國內技術水平之間的適度差距。只有當內、外資的技術水平達到適當差距的情形下，本土企業(yè)才能更好地通過示范效應、模仿效應以及干中學等技術溢出途徑獲得FDI對東道國的技術溢出效應，從而提高自身的技術創(chuàng)新能力。目前，我國僅有煙草制造業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、電力、熱力的生產和供應、有色金屬礦采選業(yè)和煤炭開采及選洗業(yè)等五類行業(yè)跨過了內外資企業(yè)技術差距的第二個門檻，因此，在這些行業(yè)引進外資更應重視所引進外資的適度技術水平。

四、結論及啟示性建議

在開放經濟條件下，利用外商直接投資促進國內生產率增長，是諸多發(fā)展中國家培育經濟增長動力、促進經濟可持續(xù)發(fā)展的重要途徑之一。本文基于FDI的市場競爭效應和技術溢出效應視角，研究了FDI對中國自主研發(fā)創(chuàng)新的影響。初步的線性回歸分析表明：FDI的市場競爭效應為正，但未能通過顯著性檢驗；而外商直接投資正向的技術溢出效應則較為明顯。進一步的門限檢驗顯示，F(xiàn)DI的市場競爭效應和技術溢出效應均具有非線性的雙門檻特征。當FDI市場份額保持在一定范圍內，其正向市場競爭效應得以顯現(xiàn)；但FDI的市場份額超過最大門檻值，將可能產生“市場攫取效應”等不利影響，阻礙其對自主研發(fā)創(chuàng)新的促進作用。

此外，內外資技術差距過大或過小都不利于外資的技術溢出以及東道國的技術吸收。在外資的技術水平遠遠高于內資企業(yè)的情況下，外資的技術可能并不適用于內資企業(yè)，或者國內的企業(yè)根本無法達到模仿和學習的能力臨界值，不僅無法較好地獲得外商直接投資的技術溢出效應，甚至導致技術差距較大的內資企業(yè)，在市場競爭中逐漸退出市場。因而，“發(fā)展門檻”的存在，說明注重“適宜技術”的引進是十分必要的。

綜上所述，中國政府在制定和實施外商直接投資的引資政策時，需要注意控制外商投資的規(guī)模，在充分發(fā)揮FDI正向市場競爭效應的同時，避免過大規(guī)模的外商投資對本土企業(yè)造成抑制性的負向效應。在引進外資的過程中，不僅要重視外資數(shù)量，而且也要重視外資的適度技術水平，即需引進適宜技術。

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責任編輯：黎貴才

F124.6

A

1005-2674（2015）06-074-07

2015-03-27

定稿日期：2015-05-10

國家軟科學項目（2010GXS5D226）；山東省自然科學基金項目（2009ZRB02140）

孔帥（1988-），男，山東濟寧人，中國社會科學院研究生院博士研究生，主要從事世界經濟研究；張玉（1987-），女，山東威海人，南開大學經濟學院博士研究生，主要從事國際貿易理論與政策研究；李平（1969-），男，浙江寧波人，山東理工大學商學院教授，主要從事技術擴散與技術創(chuàng)新研究。