外商直接投資對中國技術(shù)進步影響的門限效應(yīng)

孔 帥，張 玉，李 平

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

外商直接投資對中國技術(shù)進步影響的門限效應(yīng)

孔 帥1，張 玉2，李 平3

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

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

外商直接投資；技術(shù)進步；Maimquist指數(shù)；門限效應(yīng)

一、引 言

隨著經(jīng)濟技術(shù)全球化的發(fā)展，一國的技術(shù)進步不僅僅來自于本國的技術(shù)創(chuàng)新，還能來自于國外先進技術(shù)的溢出。外商直接投資（FDI）所產(chǎn)生的國際技術(shù)溢出效應(yīng)，已成為各國技術(shù)進步的重要外部來源之一，這在技術(shù)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(chǎn)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(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資顯著影響東道國生產(chǎn)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(shù)溢出的存在性。近年來，F(xiàn)DI流入對我國技術(shù)進步的影響也日益引起國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。對于像中國這樣經(jīng)濟還不夠發(fā)達、科研經(jīng)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(shè)創(chuàng)新型國家”的迫切需求。作為國際技術(shù)擴散的重要渠道，F(xiàn)DI還可以彌補國內(nèi)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(shù)增長的質(zhì)量。王紅領(lǐng)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(jié)果證明了FDI對內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)能力有顯著的促進作用。

FDI進入還會導(dǎo)致行業(yè)和市場競爭加劇。外資的競爭可能激勵內(nèi)資企業(yè)加大自主研發(fā)投入力度，改善企業(yè)內(nèi)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(shù)創(chuàng)新能力和企業(yè)現(xiàn)有資源的使用效率，進而提高內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)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(shù)進步產(chǎn)生了一定程度的促進作用。FDI的進入促使內(nèi)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(chǎn)效率，以應(yīng)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(dǎo)致國內(nèi)的市場競爭程度日益加劇。我國許多內(nèi)資企業(yè)面臨強大的外部壓力，由于技術(shù)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(chǎn)生了一定的市場攫取效應(yīng)。

根據(jù)已有文獻，多數(shù)的研究學(xué)者都相信，F(xiàn)DI的進入必然會對東道國產(chǎn)生一定的技術(shù)溢出效應(yīng)。技術(shù)適度領(lǐng)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(shù)和管理等資源，從而有利于本土企業(yè)進行學(xué)習(xí)、模仿以及吸收創(chuàng)新，以增強內(nèi)資企業(yè)的勞動生產(chǎn)率和技術(shù)創(chuàng)新能力。然而，在外資的技術(shù)水平遠遠高于內(nèi)資企業(yè)的情況下，外資的技術(shù)可能并不適用于內(nèi)資企業(yè)，或者國內(nèi)的企業(yè)根本無法達到模仿和學(xué)習(xí)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(shù)溢出效應(yīng)，而對于那些技術(shù)差距較大的內(nèi)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(shù)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(jīng)注意到FDI通過國際技術(shù)溢出效應(yīng)影響中國技術(shù)進步的事實，但是，鮮有文獻嚴謹深入地分析FDI的技術(shù)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(nèi)資企業(yè)技術(shù)進步的影響，并且進一步采用內(nèi)生門限檢驗的方法來檢驗FDI技術(shù)進步的門檻效應(yīng)特征。

二、外商直接投資對中國技術(shù)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(nèi)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(nèi)溢出。FDI主要通過市場競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)來影響東道國同行業(yè)內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平及生產(chǎn)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(zhì)”的差異。可見，單一指標檢驗無法測度FDI的特征對技術(shù)進步的差異化影響，本文則選取合適的指標對這兩種效應(yīng)加以區(qū)分，將其同時納入FDI溢出效應(yīng)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(yīng)”；并以英國企業(yè)與代表技術(shù)前沿的美國企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率差距，表示FDI的技術(shù)溢出空間，以反映“技術(shù)溢出效應(yīng)”。［8］本文運用Aghion的方法，將基準模型設(shè)定為：

其中，i表示行業(yè)，t表示時間；被解釋變量Tit表示內(nèi)資行業(yè)的技術(shù)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(yīng)”；內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距Gapit，表示外資的“技術(shù)溢出效應(yīng)”，該指標由于使用DEA方法計算，已經(jīng)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(shù)進步不僅受自身研發(fā)努力的影響，相對于FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)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(nèi)資研發(fā)作為控制變量。本文選擇內(nèi)資行業(yè)全要素生產(chǎn)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(chǔ)模型可進一步表示為：

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

2.技術(shù)進步和技術(shù)差距的測算

我們首先根據(jù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，對中國技術(shù)進步以及外資與內(nèi)資企業(yè)技術(shù)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(shù)效率。這里，以不同時期決策單元相對于生產(chǎn)前沿的距離的不同所顯示的差距，反映技術(shù)效率變動。決策單元不斷向生產(chǎn)前沿推進的情形也被稱為追趕效應(yīng)。假定投入n在t和t+1期的前沿產(chǎn)出分別為d和e，那么，T△=d/e。通過比較不同時期生產(chǎn)前沿的產(chǎn)出情況，可以觀測被考察對象的技術(shù)進步。b/f、e/g分別表示t期生產(chǎn)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(chǎn)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(zhì)，S△＜1說明規(guī)模報酬呈現(xiàn)遞減性質(zhì)。

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(chǎn)出是對應(yīng)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(chǎn)投資。該數(shù)值以相鄰兩年的固定資產(chǎn)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(chǎn)凈值的統(tǒng)計數(shù)據(jù)時間段較短，實證中內(nèi)資企業(yè)各年份的固定資本存量，以相應(yīng)年份的行業(yè)固定資本存量與內(nèi)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(nèi)資企業(yè)相對時間t行業(yè)i的全要素生產(chǎn)率TFPit使用DEA-Malmquist方法計算得出；市場份額FDIit以外資產(chǎn)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(chǎn)比重，銷售收入比例更能體現(xiàn)市場競爭效應(yīng)）；Gapit為時間t行業(yè)i中內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距；控制變量RDit表示在時間t的內(nèi)資企業(yè)所在行業(yè)的研發(fā)投入強度，以內(nèi)資大中型工業(yè)行業(yè)的科技經(jīng)費總支出占內(nèi)資行業(yè)銷售收入的比重來表示。此處，假設(shè)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(nèi)。

在上述指標構(gòu)建中，除固定資本存量外，內(nèi)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(chǎn)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(chǎn)凈值余額來自歷年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》；用于計算研發(fā)強度的科技經(jīng)費內(nèi)部支出和其他科技活動經(jīng)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(nèi)；“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(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》行業(yè)的變動情況，將“農(nóng)副食品加工業(yè)”和“食品制造業(yè)”的相關(guān)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(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”合并為“石油、煉焦、煤氣”行業(yè)，將“通用設(shè)備制造業(yè)”和“專用設(shè)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(jié)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(jié)果顯示，衡量外資進入的市場競爭效應(yīng)（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(nèi)的FDI進入對內(nèi)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(chǎn)生所謂的“FDI對科技研發(fā)的替代效應(yīng)”。故而隨著FDI的增加，企業(yè)會產(chǎn)生某些惰性，即只看到眼前的短期經(jīng)濟效益，而看不到自主研發(fā)行為的長期效應(yīng)，其結(jié)果是，F(xiàn)DI量的增加不能顯著地提高中國內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進步率。

回歸結(jié)果還顯示，衡量外資進入的技術(shù)溢出效應(yīng)（GAP）對中國內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)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(yīng)的系數(shù)0.0024。這是因為，發(fā)達國家R&D資源及先進技術(shù)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(shù)不僅從靜態(tài)意義上提高了發(fā)展中國家的技術(shù)存量水平，縮小了其與發(fā)達國家的技術(shù)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(jīng)濟增長與發(fā)展提供了動力。

回歸結(jié)果還表明，用以衡量內(nèi)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(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進步起到了促進作用，其系數(shù)為0.0364。該結(jié)果反映，東道國各行業(yè)技術(shù)進步率不僅受自身研發(fā)努力的影響，也受自身對FDI技術(shù)溢出的消化吸收能力的影響。

三、FDI影響中國技術(shù)進步的門限效應(yīng)檢驗

根據(jù)上文線性模型的回歸結(jié)果可知，F(xiàn)DI的市場競爭效應(yīng)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(shù)溢出效應(yīng)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(guān)系，使線性模型回歸得到的結(jié)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(dǎo)致外資在不同行業(yè)產(chǎn)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(shè)定

Hansen［10］的內(nèi)生門限檢驗方法為本文的研究提供了借鑒。設(shè)定FDI技術(shù)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(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；lnFDIit和Gapit表示兩個可能存在門限效應(yīng)的自變量，以分別為外資的市場份額和內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距；lnRDit為國內(nèi)研發(fā)投入指標；xit為門限變量，τ表示設(shè)定的門限值；ω1、ω2和ω3等為不同區(qū)間內(nèi)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(jié)果

內(nèi)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(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距作為門限變量，分別反映外資進入的“市場競爭效應(yīng)”和外資的“技術(shù)溢出效應(yīng)”，進一步采用內(nèi)生門限模型中的（4）至（7）式對不同區(qū)間內(nèi)FDI的影響效果進行計量檢驗和深入分析。

（1）門限效應(yīng)檢驗及門檻值估計

首先，我們確認是否存在門限效應(yīng)，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(fù)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(jié)果列于表2。

根據(jù)門限效應(yīng)檢驗的結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，就外資市場份額的門限效應(yīng)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(nèi)外資企業(yè)技術(shù)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(nèi)外資企業(yè)技術(shù)差距的影響具有雙重門檻的特征。

其次，在門限效應(yīng)檢驗的基礎(chǔ)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(jié)果。

（2）模型的參數(shù)估計結(jié)果分析

從表4模型參數(shù)估計結(jié)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(yīng)，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(shù)進步效應(yīng)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(shù)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(nèi)資企業(yè)技術(shù)進步率的影響彈性則下降至0.2724。這一檢驗結(jié)果驗證了東道國內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進步率與外資流入引致的市場競爭效應(yīng)之間的正向關(guān)系，而且強調(diào)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(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)和交通運輸設(shè)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(yīng)將會促進本土企業(yè)改進現(xiàn)有技術(shù)，并提高技術(shù)創(chuàng)新能力，采用更有效率的生產(chǎn)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(jīng)超過最高門檻值的行業(yè)，外資的正向市場競爭效應(yīng)已經(jīng)逐漸衰減，負向競爭效應(yīng)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(diào)全行業(yè)發(fā)展的過程中提高外資的正向競爭效應(yīng)，減少負向競爭效應(yīng)。

第二，門限模型的檢驗結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資之間的技術(shù)差距致使FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)表現(xiàn)出非線性的特征，表明FDI對我國的技術(shù)進步效應(yīng)可能存在一定的“發(fā)展門檻”。固然具有先進技術(shù)水平的FDI有利于我國企業(yè)的技術(shù)進步，但FDI的技術(shù)溢出存在一定的門檻效應(yīng)特征。當內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)差距低于0.834時，F(xiàn)DI流入對東道國技術(shù)進步的影響系數(shù)為0.0392；當內(nèi)外資企業(yè)的技術(shù)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(nèi)的技術(shù)差距仍然有利于FDI對東道國的技術(shù)溢出效應(yīng)；但隨著技術(shù)差距進一步增加，超過1.184門檻值時，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)系數(shù)下降為0.1198。這說明內(nèi)外資的技術(shù)差距并非越大越好，如果技術(shù)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(nèi)資企業(yè)最終將無法模仿外資企業(yè)的先進生產(chǎn)技術(shù)，甚至無法吸收FDI的技術(shù)溢出。

具體地，從行業(yè)層面就FDI對東道國的技術(shù)溢出效應(yīng)進行分析可以發(fā)現(xiàn)，整體上，這一技術(shù)溢出效應(yīng)顯著為正，但由于不同行業(yè)的技術(shù)水平存在差異，因此FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)在不同技術(shù)水平的行業(yè)表現(xiàn)出差異化的特征。低技術(shù)水平行業(yè)所產(chǎn)生的外資技術(shù)溢出效應(yīng)比較微弱，而高技術(shù)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(shù)發(fā)展水平，外商直接投資的技術(shù)外溢效應(yīng)更易發(fā)生于技術(shù)水平較高的行業(yè)。當前這些行業(yè)內(nèi)外資之間的技術(shù)差距依然比較顯著，更不用說那些技術(shù)水平較低的行業(yè)。因此，我國的引資政策應(yīng)重視外商直接投資與國內(nèi)技術(shù)水平之間的適度差距。只有當內(nèi)、外資的技術(shù)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(yīng)、模仿效應(yīng)以及干中學(xué)等技術(shù)溢出途徑獲得FDI對東道國的技術(shù)溢出效應(yīng)，從而提高自身的技術(shù)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(chǎn)和供應(yīng)、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(nèi)外資企業(yè)技術(shù)差距的第二個門檻，因此，在這些行業(yè)引進外資更應(yīng)重視所引進外資的適度技術(shù)水平。

四、結(jié)論及啟示性建議

在開放經(jīng)濟條件下，利用外商直接投資促進國內(nèi)生產(chǎn)率增長，是諸多發(fā)展中國家培育經(jīng)濟增長動力、促進經(jīng)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(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)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(yīng)為正，但未能通過顯著性檢驗；而外商直接投資正向的技術(shù)溢出效應(yīng)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(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)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(nèi)，其正向市場競爭效應(yīng)得以顯現(xiàn)；但FDI的市場份額超過最大門檻值，將可能產(chǎn)生“市場攫取效應(yīng)”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(nèi)外資技術(shù)差距過大或過小都不利于外資的技術(shù)溢出以及東道國的技術(shù)吸收。在外資的技術(shù)水平遠遠高于內(nèi)資企業(yè)的情況下，外資的技術(shù)可能并不適用于內(nèi)資企業(yè)，或者國內(nèi)的企業(yè)根本無法達到模仿和學(xué)習(xí)的能力臨界值，不僅無法較好地獲得外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)，甚至導(dǎo)致技術(shù)差距較大的內(nèi)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(shù)”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(yīng)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(yīng)。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(shù)水平，即需引進適宜技術(shù)。

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責(zé)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(xué)項目（2010GXS5D226）；山東省自然科學(xué)基金項目（2009ZRB02140）

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