外商直接投資對我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)分析
——基于28個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)分析

張 輝，閆強明

外商直接投資對我國工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)分析
——基于28個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)分析

張 輝，閆強明

通過DEA-Malmquist方法測算28個工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)我國工業(yè)部門的全要素生產(chǎn)率（TFP）增長率出現(xiàn)緩慢下降的趨勢。在此基礎(chǔ)上，運用2000—2011年28個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，采用Hansen面板門檻模型，實證檢驗發(fā)現(xiàn)：（1）外商直接投資（FDI）規(guī)模對外資的技術(shù)溢出存在雙重門檻效應(yīng)，F(xiàn)DI引進規(guī)模存在最佳閾值。（2）東道國自身的研發(fā)實力、產(chǎn)業(yè)政策和外貿(mào)發(fā)展程度也會影響FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，即東道國企業(yè)外貿(mào)活動越多越有利于FDI的技術(shù)溢出，而企業(yè)過高的外部融資比例和科研活動經(jīng)費支出都將降低FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。

外商直接投資；全要素生產(chǎn)率；門檻效應(yīng)；技術(shù)溢出效應(yīng)；工業(yè)行業(yè)

改革開放以來，我國的工業(yè)蓬勃發(fā)展，取得了舉世矚目的成就。根據(jù)《中國工業(yè)報告2014》的數(shù)據(jù)，截止到2013年，我國工業(yè)增加值從28274億元增加到249684億元，200多種主要工業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)量居世界第一；進出口貿(mào)易總額從2809億美元增加到4．16萬億美元，躍居全球第一。我國工業(yè)的發(fā)展，離不開外商直接投資（FDI）的支持，特別是在改革開放的初期，大量FDI的涌入解決了當(dāng)時國內(nèi)投資資金不足的燃眉之急。當(dāng)我國經(jīng)濟發(fā)展到今天，作為世界第二大經(jīng)濟體，相較于3萬多億美元的外匯儲備，每年1200億美元的FDI似乎顯得不再那么重要。然而，根據(jù)《中國質(zhì)量發(fā)展檢測報告2014》對占世界制造業(yè)總產(chǎn)值70%以上的15個國家的制造業(yè)質(zhì)量競爭力的對比分析，我國整體制造業(yè)競爭力排名第13位，僅高于泰國和印度，而與瑞士、日本、美國、德國等國的差距極大。顯然，目前我國的制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量水平不高，市場競爭力不強，產(chǎn)品的利潤率較低，仍然處于價值鏈的低端，我國工業(yè)總體上還處于大而不強的階段。

從長期來看，經(jīng)濟增長的動力來自于技術(shù)進步，而外商直接投資作為國際資本流動的主要方式和國際技術(shù)溢出的主要載體，在提升發(fā)展中國家或地區(qū)的技術(shù)水平方面有著天然的優(yōu)勢。一般認(rèn)為，F(xiàn)DI的溢出效應(yīng)是通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)和人員流動效應(yīng)實現(xiàn)的，已有文獻也大多從這些方面對FDI技術(shù)外溢的效應(yīng)進行討論。FDI的溢出效應(yīng)固然是由以上機制實現(xiàn)的，但很明顯，各行業(yè)不同的客觀環(huán)境將顯著影響以上傳導(dǎo)機制的發(fā)揮。比如，我們知道，高技術(shù)人才的流動有助于FDI技術(shù)外溢的發(fā)揮，但由于各行業(yè)技術(shù)積累水平的不同，這種技術(shù)外溢的效果也會大不一樣。更重

要的是，這種外在因素如技術(shù)水平的不同對FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的影響也許并不是單一線性的，一個更為合理的推測是這種影響存在非線性的門檻效應(yīng)?；谝陨峡紤]，本文首先通過DEA-Malmquist方法測算出工業(yè)分行業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP），并對各行業(yè)的技術(shù)進步狀況進行分析；其次，采用以門檻回歸技術(shù)為代表的非線性計量模型，運用我國28個工業(yè)行業(yè)2000—2011年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建面板門檻模型，實證檢驗FDI技術(shù)溢出的門檻機制，為新常態(tài)下更加合理地布局外商直接投資提供一定的政策建議。

一、文獻綜述

技術(shù)溢出效應(yīng)最早是由MacDougall（1960）提出的，他在分析FDI對東道國經(jīng)濟的影響時，第一次探討了FDI的溢出效應(yīng)問題。此后，眾多學(xué)者對FDI的溢出效應(yīng)都進行了研究，然而結(jié)論卻不盡一致。Romer（1986）從貿(mào)易的角度指出對外貿(mào)易對該國的技術(shù)進步有正影響，有利于該國的經(jīng)濟增長。Aitken等（1994）利用世界銀行的面板數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)并不明顯。Kokko（1994）利用墨西哥的相關(guān)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)跨國公司先進技術(shù)或者技術(shù)差距本身并不構(gòu)成不可逾越的障礙，但溢出效應(yīng)在那些本國企業(yè)并不占主導(dǎo)的行業(yè)非常微弱。Carkovic和Levine（2002）通過運用新的方法和數(shù)據(jù)，在消除了偏差之后，得出FDI對本國的經(jīng)濟增長并不存在顯著的促進作用的結(jié)論。Alfaro等（2004）的研究表明，F(xiàn)DI對一國的經(jīng)濟增長存在顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)，但這取決于該國金融市場的發(fā)展程度。Alfaro和Charlton（2007）利用29個國家1985—2000年的數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)，平均技能強度、外資依賴和東道國產(chǎn)業(yè)的FDI技術(shù)對接程度等因素與一國的產(chǎn)業(yè)效率改進存在關(guān)聯(lián)影響。

就國內(nèi)學(xué)者的研究而言，平新喬等（2007）通過三個估算模型發(fā)現(xiàn)：從FDI份額對中國企業(yè)縮小與國際先進技術(shù)水平之間距離的效果看，外資進入并無顯著作用，中國以“市場換技術(shù)”的策略并不成功。姜瑾、朱桂龍（2007）通過選取1999—2003年的行業(yè)層面板數(shù)據(jù)，考察了FDI對中國工業(yè)部門內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)FDI具有行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)和前向聯(lián)系溢出效應(yīng)，但后向聯(lián)系溢出為負(fù)。此外，通過對技術(shù)差距最優(yōu)區(qū)間的分析也表明，當(dāng)內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率為相應(yīng)外資企業(yè)生產(chǎn)率的30%～70%時，前向聯(lián)系溢出能實現(xiàn)最大化。邢斐、張建華（2009）通過建立動態(tài)博弈模型，運用1999—2004年中國36個工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行估計發(fā)現(xiàn)：技術(shù)貿(mào)易對我國企業(yè)研發(fā)投入既產(chǎn)生直接的替代效應(yīng)，也通過技術(shù)溢出提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力；FDI在短期對自主研發(fā)表現(xiàn)出顯著促進與抑制作用，但長期影響不顯著；FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)無論短期或長期效應(yīng)均不顯著。沈坤榮、孫文杰（2009）和邢斐、張建華（2009）在Grossman和Helpman技術(shù)創(chuàng)新模型的基礎(chǔ)上，利用行業(yè)層面大中型工業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，對FDI的市場競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)進行了測算，證明在控制外資溢出效應(yīng)的前提下，短期內(nèi)由于外資企業(yè)進入帶來的負(fù)面競爭效應(yīng)十分明顯；而在長期，外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率差距的縮小，激烈的市場競爭又會促進內(nèi)資企業(yè)研發(fā)生產(chǎn)率的提升。李平等人（2009）在運用DEA-Malmquist方法測度內(nèi)外資行業(yè)技術(shù)差距和技術(shù)進步率的基礎(chǔ)上，使用1999—2006年中國31個工業(yè)行業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)對FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果表明：技術(shù)溢出效應(yīng)因各行業(yè)內(nèi)外資技術(shù)差距的不同而有所差異；“市場換技術(shù)”政策值得商榷。

上述研究對于我們探明FDI與工業(yè)部門技術(shù)進步率之間的關(guān)系具有重大的參考價值，但同樣也存在一定的局限性：（1）從研究方法上看，目前的研究大多利用面板模型，假設(shè)各因素之間存在長期穩(wěn)定的單一線性關(guān)系，而事實上相當(dāng)多的變量對FDI影響行業(yè)技術(shù)進步率的機制都存在非線性的門檻效應(yīng)。（2）目前研究門檻效應(yīng)的文章不多，且大多集中在區(qū)域差異上，而研究FDI對工業(yè)部門各行業(yè)的門檻效應(yīng)的文獻就更少。因此，本文采用門檻回歸模型，運用我國28個工業(yè)行業(yè)2000—2011年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建面板門檻模型，實證檢驗FDI技術(shù)溢出的門檻機制。

二、各工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率

（一）DEA方法

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（Data Envelopment A-nalysis，簡稱DEA）以相對效率概念為基礎(chǔ)，以凸分析和線形規(guī)劃為工具，應(yīng)用數(shù)學(xué)規(guī)劃模型計算比較決策單元之間的相對效率，對分析對象作出評價。該方法充分考慮決策單元本身最優(yōu)的投入產(chǎn)出方案，在處理多輸出—多輸入的有效性評價方面具有絕對優(yōu)勢。同時，它以決策單元輸入輸出的實際數(shù)據(jù)求得最優(yōu)權(quán)重，而無需任何權(quán)重假設(shè)，因此排除了很多主觀因素，具有很強的客觀性。

Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)由 Caves、Christensten和Diewert提出，經(jīng)Fare等人進一步發(fā)展而來。該指數(shù)運用距離函數(shù)來描述多個輸入變量和多個輸出變量生產(chǎn)技術(shù)，運用定向輸出方法或定向輸入方法定義距離函數(shù)，給定輸入變量矩陣，一個輸出距離函數(shù)定義為輸出變量矩陣的最優(yōu)比例項。在實證分析中，研究者普遍采用Fare等構(gòu)建的基于CCR-DEA的Malmquist指數(shù)，通常對輸出變量的距離函數(shù)定義為：

d（x，y）=min｛δ：（y/δ）∈P（x）｝（1）

x和y表示輸入變量和輸出變量矩陣，δ表示Fare的定向輸出效率指標(biāo)，P（x）代表可能生產(chǎn)集合，若y是P（x）的組成部分，則函數(shù)的值將小于或等于1；如果y位于可能生產(chǎn)集合的外部邊界上，那么函數(shù)值將等于1；如果y位于P（x）外部，那么函數(shù)值將大于1。

對于計算2個點之間的TFP變動來說（比如一個制造業(yè)部門在相鄰時期的2個點），Malmquist指數(shù)法通過計算各點相對同一包絡(luò)面的距離比值來實現(xiàn)。根據(jù)Fare的定義，第s期和第t期的Malmquist（面向輸出的）TFP變動指數(shù)為：

（2）式中，ds（yt，xt）代表第t期觀測值到第s期技術(shù)前沿面的距離。如果m＞1，則表示從s期到t期存在正的TFP增長；反之，則表示TFP下降。（2）式表示的Malmquist指數(shù)實則為相對s期TFP變動和相對t期TFP變動的幾何平均值。

對（2）式提取公因式，變形為（3）式：

（4）式中，PTEC表示純技術(shù)效率變化，SEC表示規(guī)模效率變化，TC表示技術(shù)水平變化。當(dāng)m＞1時，TFP進步；當(dāng)m＜1時，TFP退步；當(dāng)m=1時，TFP不變。當(dāng)技術(shù)效率變化、純技術(shù)效率變化、規(guī)模效率變化或技術(shù)水平變化大于1時，表明它是TFP增長的源泉；反之，則是TFP下降的根源。

通?？蛇\用DEA的CCR模型和BCC模型求解出上式的Malmquist指數(shù)。假若要計算任意相鄰兩年的Malmquist指數(shù)，對年份t的投入產(chǎn)出向量（Xt，yt）就要計算四個不同的距離函數(shù)。四個不同的距離函數(shù)是、和，分別用以下四個DEA模型測算：

其中（xit，yit）表示第i個生產(chǎn)單元在第t年的投入產(chǎn)出向量，（xit-1，yit-1）表示第i個生產(chǎn)單元在第t-1年的投入產(chǎn)出向量，Xt、yt分別是k個生產(chǎn)單元在t時期的投入矩陣和產(chǎn)量矩陣，λ是權(quán)重向量。

（二）各工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率

利用DEA-Malmquist方法，我們測算出了工業(yè)各行業(yè)的全要素生產(chǎn)率的增長率。需要說明的是，由于數(shù)據(jù)的可得性以及統(tǒng)計口徑的變化，本文對工業(yè)原本30多個行業(yè)進行了整理，最終匯整成28個行業(yè)。我們以各行業(yè)的工業(yè)增加值作為產(chǎn)出變量，工業(yè)各行業(yè)的固定資產(chǎn)年平均余額和各行業(yè)就業(yè)人數(shù)作為投入變量，計算出各行業(yè)的TFP增長率。其中，各行業(yè)工業(yè)增加值2007年之后的數(shù)據(jù)是根據(jù)國家統(tǒng)計局的月度數(shù)據(jù)估算而來，即利用2007年的月度增長率計算出年度增長率，再通過2006年工業(yè)增加值即可計算出2007年之后的工業(yè)增加值。投入變量為各行業(yè)固定資產(chǎn)年平均余額和各行業(yè)就業(yè)人數(shù)，數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)。為了剔除價格影響，增加值運用以2000年為基期的消費者價格指數(shù)（CPI）進行平減，固定資產(chǎn)年平均余額以生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)（PPI）進行平減。

為了方便分析，圖1僅顯示了工業(yè)各行業(yè)2001年、2006年和2010年的全要素生產(chǎn)率（更多數(shù)據(jù)見文后附表）?？梢园l(fā)現(xiàn)，自2001年以來，工業(yè)行業(yè)技術(shù)進步率的變化呈現(xiàn)如下規(guī)律：整體來看，工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進步率大致存在一個先上升再緩降的趨勢。2001年中國28個工業(yè)行業(yè)的TFP增長率平均為1．08，2002年上升至1．115，隨后幾年保持緩慢增長，到2004年增長到最高值1．116，2005年下滑至1．06，此后又開始上升。到2008年，TFP的增長率劇烈下跌至0．93，這說明工業(yè)行業(yè)的技術(shù)進步出現(xiàn)了萎縮。2009年上升至1．01，2010年再度下跌至0．99，后兩年又再開始緩升。除2008年次貸危機對工業(yè)經(jīng)濟的影響，我們可以發(fā)現(xiàn)，中國工業(yè)經(jīng)行業(yè)平均的TFP增長率呈緩降的趨勢，這表明我國工業(yè)的粗放式發(fā)展模式依舊，生產(chǎn)效率未得到根本改善。

從行業(yè)層面看，各工業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化存在不同的趨勢。自2001年以來，采選業(yè)整體TFP增長率表現(xiàn)良好，除煤炭采選業(yè)，石油、金屬、非金等采選業(yè)都表現(xiàn)出效率增長的

勢頭。輕工業(yè)整體表現(xiàn)不佳，除了印刷業(yè)和木材加工業(yè)增長明顯，其余TFP的增長變化都不明顯，食品制造業(yè)、紡織業(yè)等生產(chǎn)效率則出現(xiàn)了大幅下跌。而最能體現(xiàn)一國工業(yè)水準(zhǔn)的冶煉業(yè)表現(xiàn)也較一般，像石油加工、化學(xué)原料以及黑色金屬冶煉都下降明顯。表現(xiàn)最好的反而是通信設(shè)備、計算機及其他設(shè)備制造業(yè)以及能源業(yè)，特別是電力、燃氣行業(yè)的TFP平均增長率都遠超整體工業(yè)行業(yè)的平均水準(zhǔn)，這說明我國大力發(fā)展通信技術(shù)以及設(shè)備制造的戰(zhàn)略是成功的。

從TFP的增長率波動來看，輕工業(yè)表現(xiàn)最為良好，整體波動都很小，說明TFP的增長率一直較為穩(wěn)定。波動最大的是化工行業(yè)和采選業(yè)，能源行業(yè)中燃氣及水的供應(yīng)波動也較大。不過，從行業(yè)整體來看，2009年之前工業(yè)整體的方差表現(xiàn)出下降的趨勢，意味著工業(yè)各行業(yè)的TFP增長表現(xiàn)出一定程度的收斂性。但從2009年開始，各工業(yè)行業(yè)的TFP增長率波動再次加劇，并有不斷擴大的趨勢。

綜上所述，我們可以看出工業(yè)整體的TFP增長表現(xiàn)不佳。那么，這是否與外商投資規(guī)模有關(guān)？各行業(yè)自身的哪些情況會影響技術(shù)溢出的傳導(dǎo)？外商直接投資的最優(yōu)規(guī)模是否存在門檻效應(yīng)？接下來，我們對上述命題進行一一驗證。

三、模型設(shè)定與變量說明

（一）面板門檻模型

自從Tong（1978）提出門限自回歸模型（Threshold Auto-regression，簡稱TAR）后，這種非線性時間序列模型在經(jīng)濟和金融領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。雖然TAR模型多被應(yīng)用于時間序列數(shù)據(jù)，但也有學(xué)者利用此方法分析橫截面數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)（Martens et al．，1998；Tiao et al．，1994）。門限自回歸模型在計量方法上具有非常強的客觀性，它利用門限變量（Threshold variable）來決定不同的分界點，進而利用門限變量的觀察值估計出適合的門限值，有效避免了一般研究者所使用的主觀判定分界點法所造成的偏誤。

在估計門限自回歸模型時，必須首先檢驗是否存在門限效應(yīng)。由于未知參數(shù)的存在導(dǎo)致檢驗統(tǒng)計量的分布為非標(biāo)準(zhǔn)的，Hansen（1999）建議采用“自體抽樣法”（Bootstrap，也稱“拔靴法”）來計算檢驗統(tǒng)計量的漸進分布，以便檢驗門限效應(yīng)的顯著性。在拒絕原假設(shè)，即存在門限效應(yīng)的情況下，Chan（1993）的研究表明，門限自回歸模型的OLS估計量具有超一致性，Chan進而推導(dǎo)出了OLS估計量的漸進分布。但是，未知參數(shù)的存在會導(dǎo)致該分布呈現(xiàn)非標(biāo)準(zhǔn)態(tài)。Hansen（1999）通過似然比檢驗（Likelihood Ratio test）構(gòu)造“非拒絕域”的方法解決了這個問題。

模型的構(gòu)建方面，根據(jù)平新喬等（2007）的研究，F(xiàn)DI對技術(shù)進步的促進作用主要通過以下幾個途徑：（1）示范—模仿，即FDI本身帶來的高技術(shù)對東道國同行企業(yè)帶來示范，而東道國企業(yè)通過模仿提升自身的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率；（2）對外聯(lián)系，即行業(yè)間的前后向往來對行業(yè)企業(yè)的管理水平、技術(shù)能力的促進；（3）培訓(xùn)效應(yīng)，即通過勞動力從跨國公司到本國企業(yè)的流動，將外國直接投資企業(yè)的先進管理、先進技術(shù)轉(zhuǎn)移給本國企業(yè)。在此基礎(chǔ)上，本文借鑒趙文軍、于津平（2012）以及邱斌等（2008）的測算方法，選取外商直接投資比例、貿(mào)易依存度、企業(yè)開發(fā)經(jīng)費外部融資比例、企業(yè)科技活動人員比例、企業(yè)污染處理費用比例和企業(yè)研發(fā)支出比例等六個變量作為自變量，其中外商直接投資比例、貿(mào)易依存度、企業(yè)開發(fā)經(jīng)費外部融資比例以及企業(yè)研發(fā)支出比例作為門檻變量，其余作為控制變量。

本文的基本模型設(shè)定如下：

其中，i=1，2，…，N，表示不同的行業(yè)；t= 1，2，…，T，表示時間；qit為門檻變量；yit為解釋變量，代表各行業(yè)的技術(shù)進步率（TFP）；xit′為門檻變量；contr為控制變量；I（·）為指標(biāo)函數(shù)，相應(yīng)的條件成立時取值為1，否則取值為0。當(dāng)然，這僅僅是單門檻的模型形式，當(dāng)遇到多重門檻效應(yīng)時，只需要相應(yīng)增加xit′就可以，在此不再贅述。

（二）變量說明及數(shù)據(jù)來源

各行業(yè)全要素生產(chǎn)率。各行業(yè)的全要素生

產(chǎn)率（TFP）通過DEA方法測算得到，即利用各行業(yè)的工業(yè)增加值作為產(chǎn)出變量，工業(yè)各行業(yè)的固定資產(chǎn)年平均余額和各行業(yè)就業(yè)人數(shù)作為投入變量計算出來。

外商直接投資比例。各工業(yè)行業(yè)外商直接投資比例（RFDI）是各行業(yè)外商和港澳臺商直接投資企業(yè)的固定資產(chǎn)合計與整個行業(yè)固定資產(chǎn)合計的比值。工業(yè)行業(yè)外商和港澳臺商直接投資企業(yè)的固定資產(chǎn)合計和工業(yè)行業(yè)固定資產(chǎn)合計，都已經(jīng)過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（PPI）平減（以2000年為基期），數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局。

行業(yè)研發(fā)支出比例和科技人員比例。各工業(yè)行業(yè)研發(fā)支出比例（RYZ）用各行業(yè)內(nèi)部研發(fā)支出額與本行業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比表示，工業(yè)行業(yè)科技人員比例（REMP）等于各行業(yè)科技活動人員數(shù)與本行業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值。2000年工業(yè)行業(yè)科技活動人員數(shù)用該年各行業(yè)科技開發(fā)人員數(shù)替代，2009—2011年工業(yè)行業(yè)科技活動人員數(shù)用各行業(yè)研發(fā)人員數(shù)替代。工業(yè)行業(yè)科技活動經(jīng)費支出、研發(fā)支出、科技開發(fā)人員數(shù)、科技活動人員數(shù)以及主營業(yè)務(wù)收入等數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

開發(fā)經(jīng)費外部融資比例和污染排放治理費用比例。各工業(yè)行業(yè)的開發(fā)經(jīng)費外部融資比例（RWR）是指在各行業(yè)科技活動經(jīng)費籌集中，本國政府、金融機構(gòu)及其他外國機構(gòu)的支持比重。各工業(yè)行業(yè)污染排放治理費用比例（RWA）是指各行業(yè)廢氣和廢水排放的處理費用占本行業(yè)主營業(yè)收入的比重。2000—2008年各工業(yè)行業(yè)開發(fā)經(jīng)費外部融資比例是直接根據(jù)2009年以前各年《中國科技統(tǒng)計年鑒》中分行業(yè)科技活動經(jīng)費籌集統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算的，而2009—2011年的指標(biāo)值是根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》中按行業(yè)分的企業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出數(shù)據(jù)估算的。各工業(yè)行業(yè)廢氣和廢水排放的處理費用則直接來源于各年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，其中，2000—2003年的數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》的數(shù)據(jù)部分。

貿(mào)易依存度。各工業(yè)行業(yè)的貿(mào)易依存度（REX）是各行業(yè)的出口交貨值與各行業(yè)的總銷售產(chǎn)值之比，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。

四、實證結(jié)果與分析

（一）理論機制

關(guān)于FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，一般認(rèn)為FDI會帶來更為先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，會通過示范—模仿等渠道提升整個行業(yè)的技術(shù)水平，即FDI的規(guī)模增加會帶來TFP增長率的增加，而并未考慮FDI規(guī)模的適度性。本文認(rèn)為，雖然FDI規(guī)模的增加確實會帶來更強的技術(shù)溢出，但是這種影響是受投資規(guī)模大小影響的。顯然，少量的FDI投入可能技術(shù)效應(yīng)并不明顯，而過量的FDI可能會帶來擠出效應(yīng)，反而不利于提升行業(yè)的整體效率。此外，本文認(rèn)為，對于FDI的技術(shù)溢出，同樣存在其他的門檻條件，例如行業(yè)自身的技術(shù)儲備、對研發(fā)的態(tài)度以及國家對行業(yè)的戰(zhàn)略支持等，都將影響到FDI技術(shù)溢出的效果。因此，本文還選取貿(mào)易依存度（REX）等變量作為門檻變量。

貿(mào)易依存度（REX）可以度量一國的對外開放程度。一般來看，貿(mào)易依存度越高，說明一國的開放程度越大。在存在大量外貿(mào)交易的情況下，本國企業(yè)不可避免地會與大量的外資企業(yè)進行接洽合作，這不僅影響一個行業(yè)的外商投資規(guī)模，同時也加深與外資企業(yè)的合作程度，降低FDI技術(shù)溢出的門檻。

開發(fā)經(jīng)費外部融資比例（RWR）可以理解為國家對行業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略導(dǎo)向，就我國的國情而言，顯然，一個行業(yè)的發(fā)展離不開國家力量的支持，而只要是國家扶持的產(chǎn)業(yè)，那么無論是政府資金還是金融機構(gòu)的貸款都會容易獲得。同時，這也就意味著東道國行業(yè)企業(yè)對外資的議價能力越強，進而會影響到FDI技術(shù)溢出的效應(yīng)。

行業(yè)研發(fā)支出比例（RYZ）衡量一個行業(yè)自身對技術(shù)創(chuàng)新的重視程度，比例越大，說明行業(yè)企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新越重視，也就更有可能擁有較強的技術(shù)積累，從而更容易從技術(shù)外溢中獲益。

（二）門檻效應(yīng)的檢驗

為了驗證是否真正存在門檻效應(yīng)以及到底存在幾個門檻值，我們利用Hansen（1999）提出的Bootstrap方法模擬似然比的漸進分布來進行檢驗。為此，我們依次估計了單門限模型、雙門限模型和三門限模型，得到的F統(tǒng)計量和P

值如下：

表1 各門檻變量的門檻性檢驗結(jié)果

根據(jù)門檻檢驗結(jié)果，我們可以看出外商直接投資比例、開發(fā)經(jīng)費外部融資比例、貿(mào)易依存度以及行業(yè)研發(fā)支出比例的單一門檻效果分別通過了1%、1%、1%以及10%水平下的顯著性檢驗，其中外商直接投資比例和行業(yè)研發(fā)支出比例的雙重門檻效應(yīng)比單門檻效應(yīng)更為明顯，都通過了1%的顯著性檢驗，說明外商直接投資比例和行業(yè)研發(fā)支出比例都存在兩個門檻值；而在1%的顯著性水平下，開發(fā)經(jīng)費外部融資比例和貿(mào)易依存度都存在一個門檻值。其中，各門檻的估計值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間見表2。

表2 門檻值估計結(jié)果

這里值得注意的是，雖然在門檻效應(yīng)的檢驗中，行業(yè)研發(fā)支出的雙重門檻效應(yīng)P值更小，但在對其門檻值進行估計時，我們發(fā)現(xiàn)其兩個門檻值極為接近，分別為0．014和0．015，同時其置信區(qū)間也相互重合，結(jié)果并不穩(wěn)定，又由于它在1%的置信水平下通過單門檻檢驗，因此我們認(rèn)為該變量具有單門檻效應(yīng)。

表3 模型的參數(shù)估計

從模型中可以看出，外商直接投資規(guī)模的大小本身就將影響到其技術(shù)溢出的效應(yīng)。當(dāng)外商直接投資比例小于5．5%時，其每增加1%，將直接導(dǎo)致TFP增長率平均下降1．04個百分

點。但是，當(dāng)FDI的投資比例超過5．5%而小于7．8%時，每增加1%的投資比例，TFP增長率將平均提升2．48個百分點；當(dāng)外商投資比例超過7．8%時，雖然依然對TFP的增長為正向影響，但是影響大幅變小，即1個百分點的增長僅平均帶來TFP增長率0．06個百分點的提升。這種雙門檻效應(yīng)的原因可能如下：首先，當(dāng)FDI規(guī)模太小時，說明一國的經(jīng)濟比較封閉，此時，能夠進入的外資很有可能是采取了尋租或者合謀等非正常方式。這樣的FDI進入后，即使其本身有著較高的技術(shù)進步率，也并不一定能在當(dāng)前的體制下得以施展。而這樣通過與政府合謀攫取利益的外資企業(yè)越多，本質(zhì)上一定會損害本國企業(yè)的利益，使得原本可能改進的TFP也得不到改進。其次，當(dāng)引進的FDI規(guī)模過大時，雖然此時引入的外資仍然有較強的技術(shù)溢出效應(yīng)，也對本國企業(yè)的技術(shù)進步提供了幫助，但過大的規(guī)模會導(dǎo)致原本一些并非行業(yè)領(lǐng)先的外資進入，反而拉低了行業(yè)整體的技術(shù)溢出效應(yīng)?？梢?，只有當(dāng)一國引入的FDI在一定范圍之內(nèi)時，才能達到最佳的技術(shù)溢出效應(yīng)反哺本國企業(yè)。

工業(yè)各行業(yè)開發(fā)經(jīng)費融資比例對技術(shù)進步存在正向單一的門檻特征，但是結(jié)論卻出現(xiàn)相左的現(xiàn)象。一般認(rèn)為，外部環(huán)境對企業(yè)研發(fā)活動的支持越高，將越有利于提升企業(yè)自身技術(shù)水平，從而可以更好獲得FDI技術(shù)溢出帶來的好處，也即其TFP的增長應(yīng)該越快。但本文得到的結(jié)論是：當(dāng)外部融資比例小于3%時，F(xiàn)DI規(guī)模每增加1個百分點，將帶來TFP增長率平均增加0．19個百分點；當(dāng)外部融資比例大于3%后，F(xiàn)DI規(guī)模每增加1個百分點將導(dǎo)致TFP增長率平均下降0．01個百分點。這可能是因為當(dāng)外部融資比例較小時，對于一些東道國發(fā)展較好的行業(yè)，企業(yè)本身的實力就較強，此時，F(xiàn)DI的規(guī)模增加，有利于通過競爭效應(yīng)提升本國企業(yè)研發(fā)的動力，促進TFP更快提升。而對于那些本身發(fā)展就較弱的行業(yè)，過高的外部融資比例意味著這些企業(yè)太過依賴國家的補貼，這樣，當(dāng)FDI規(guī)模少量增加時，企業(yè)還有機會通過模仿、學(xué)習(xí)提升競爭力，但一旦外資規(guī)模急速擴大，占領(lǐng)了主要市場，那么這些創(chuàng)新能力不強的企業(yè)就會更加衰弱，淪落到低附加值產(chǎn)業(yè)鏈上的一環(huán)。如果存在大批量這樣的企業(yè)，必將拉低行業(yè)整體的技術(shù)水平。

貿(mào)易依存度對TFP的增長存在先負(fù)后正的單一門檻效應(yīng)。當(dāng)貿(mào)易依存度小于2．2%時，F(xiàn)DI規(guī)模的增長將導(dǎo)致TFP增長率下降；而當(dāng)貿(mào)易依存度大于2．2%時，F(xiàn)DI規(guī)模每增長1個百分點，將有利于提升TFP增長率0．06個百分點。這與我們的理論預(yù)期一致，貿(mào)易依存度越高，說明東道國行業(yè)內(nèi)企業(yè)與外部世界的聯(lián)系就越多，而國際市場的開拓免不了與外資企業(yè)合作，這樣的合作越多，越有利于外資企業(yè)的技術(shù)溢出，無論是技術(shù)人員的擴散還是先進機器設(shè)備的擴散顯然都會變得容易得多。

行業(yè)研發(fā)支出比例度量的是東道國企業(yè)本身的技術(shù)水平。行業(yè)研發(fā)支出比例越高，說明本行業(yè)企業(yè)越重視創(chuàng)新，一般來講其研發(fā)實力也就越強。當(dāng)企業(yè)的研發(fā)支出比例低于0．6%時，F(xiàn)DI規(guī)模的增加有利于提升本行業(yè)的技術(shù)進步率。但當(dāng)企業(yè)的研發(fā)支出比例高于門檻值之后，F(xiàn)DI規(guī)模的增大將導(dǎo)致TFP增長率下降。這可能是因為當(dāng)企業(yè)研發(fā)支出比例低時，就越容易接受外資企業(yè)帶來的先進技術(shù)，但是，當(dāng)行業(yè)本身的研發(fā)實力加強后，外資企業(yè)技術(shù)優(yōu)勢會大大減弱，此時一味強調(diào)引進外資，反而會抑制本國行業(yè)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新的積極性，從而降低本國行業(yè)的競爭力。

五、結(jié)論與建議

近年來，許多學(xué)者就FDI對我國企業(yè)技術(shù)進步率的影響展開了熱烈討論，本文以中國工業(yè)28個行業(yè)為例，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法（DEA）測算出工業(yè)各行業(yè)的技術(shù)進步率，并進一步運用Hansen提出的門檻檢驗方法，選取外商直接投資比例、開發(fā)經(jīng)費外部融資比例、貿(mào)易依存度和行業(yè)研發(fā)支出比例等四個門檻變量對FDI規(guī)模技術(shù)溢出效應(yīng)的門檻水平進行檢驗。實證研究結(jié)果表明：FDI規(guī)模對TFP的增長存在雙重門檻效應(yīng)，開發(fā)經(jīng)費外部融資比例、貿(mào)易依存度、行業(yè)研發(fā)支出比例對FDI的溢出效應(yīng)存在單門檻效應(yīng)。開發(fā)經(jīng)費外部融資比例過高，會導(dǎo)致FDI規(guī)模與TFP增長率負(fù)相關(guān)；而貿(mào)易依

存度越高，F(xiàn)DI規(guī)模與TFP增長率存在正相關(guān)關(guān)系；行業(yè)研發(fā)支出比例越高，則導(dǎo)致FDI規(guī)模與TFP增長率負(fù)相關(guān)。

基于上述研究，我們認(rèn)為吸引外資仍應(yīng)該是當(dāng)前我國的一項基本國策。目前，雖然我國的外匯儲備已經(jīng)接近4萬億美元，外資對我國似乎已經(jīng)不再像改革開放初期資金短缺時那么重要，但我們應(yīng)該看到，中國依然是一個發(fā)展中國家，需要繼續(xù)從國外引進資金。我們認(rèn)為更重要的是，引進外資不再是一個量的問題，而是質(zhì)的問題，即引進那些真正對我國產(chǎn)業(yè)競爭力提升有幫助的優(yōu)良外資，將有助于我國工業(yè)發(fā)展方式的成功轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)我國工業(yè)高效環(huán)保的創(chuàng)新發(fā)展。其次，我們認(rèn)為當(dāng)前應(yīng)該進一步擴大出口。目前，我國的經(jīng)濟邁入了新常態(tài)，我們要打造新常態(tài)下的“工業(yè)4．0”就應(yīng)該合理利用出口，使得出口成為我國產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)型的動力和契機。再次，在引進FDI時，合理布局尤為關(guān)鍵，如果行業(yè)本身研發(fā)實力較弱，競爭力不強，那就應(yīng)該逐步引進FDI，并通過相關(guān)政策和要求來限制外資的迅速擴張，以防止外資擠壓本國企業(yè)的生存和創(chuàng)新空間。

姜瑾，朱桂龍．2007．外商直接投資行業(yè)間技術(shù)溢出效應(yīng)實證分析［J］．財經(jīng)研究（1）：112-121．

李平，于國才，宋麗麗．2009．FDI行業(yè)內(nèi)技術(shù)溢出的雙重效應(yīng)檢驗［J］．世界經(jīng)濟研究（6）：55-60．

平新喬，等．2007．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（8）：3-13．

邱斌，楊帥，辛培江．2008．FDI技術(shù)溢出渠道與中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長研究：基于面板數(shù)據(jù)的分析［J］．世界經(jīng)濟（8）：20-31．

沈坤榮，孫文杰．2009．市場競爭、技術(shù)溢出與內(nèi)資企業(yè)R＆D效率——基于行業(yè)層面的實證研究［J］．管理世界（1）：38-48．

邢斐，張建華．2009．外商技術(shù)轉(zhuǎn)移對我國自主研發(fā)的影響［J］．經(jīng)濟研究（6）：94-104．

趙文軍，于津平．2012．貿(mào)易開放、FDI與中國工業(yè)經(jīng)濟增長方式——基于30個工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究［J］．經(jīng)濟研究（8）：18-31．

AITKEN B，HARRISON A．1994．Do Domestic Firms Benefit From Foreign Direct Investment？Evidence From Panel Data［R］．Policy Research Working Paper，28（2）：6-16．

ALFARO L，CHARLTON A．2007．Growth and the Quality of Foreign Direct Investment：Is All FDI Equal？［R］．Harvard Business School Working Paper，No．07-072．

IALFARO L，CHANDA A，KALEMLI S，KALEMLI-OZCAN S，et al．2004．FDI and Economic Growth：The Role of Local Financial Markets［J］．SSRN Electronic Journal，64（3）：89-112．

CARKOVIC M V，LEVINE R．2002．Does Foreign Direct Investment Accelerate Economic Growth？［R］U of Minnesota Department of Finance Working Paper．

CHAN K S．1993．Consistency and Limiting Distribution of the Least Squares Estimator of a Threshold Autoregressive Model［J］．The Annals of Statistics，21（1）：520-533．

HANSEN B．1999．Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing，and Inference［J］．Journal of E-conometrics，93（2）：345-368．

KOKKO A．1994．Technology，Market Characteristics，and Spillovers［J］．Journal of Development Economics，43（2）：279-293．

MACDOUGALL D G A．1960．The Benefits and Costs of Private Investment from Abroad：A Theoretical Approach［J］．Economic Record，52（73）：13-35．

MARTENS M，KOFMAN P，VORST T C．1998．A Threshold Error-Correction Model for Intraday Futures and Index Returns［J］．Journal of Applied Econometrics，13（3）：245-263．

ROMER P M．1986．Increasing Returns and Long-Run Growth［J］．Journal of Political Economy，94（5）：1002 -1037．

TIAO G C，TSAY R S．1994．Some Advances in Non-Linear and Adaptive Modelling in Time-Series［J］．Journal

of Forecasting，13（2）：109-131．

TONG H．1978．On a Threshold Model［M］／／CHEN C H．Pattern Recognition and Signal Processing．Amsterdam：Sijthoff and Noordhoff：575-586．

附表 工業(yè)各行業(yè)TFP增長率及方差表

續(xù)表

責(zé)任編校:張朝勝 黃 瓊

F832．6;F424

A

1001-5019(2015)06-0130-11

國家社科基金重大項目（15ZDA007）

張輝，北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，理學(xué)博士；閆強明，北京大學(xué)軟件與微電子學(xué)院碩士研究生（北京 100871）。

10．13796／j．cnki．1001-5019．2015．06．017