FDI對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)溢出的非線性效應(yīng)——基于13個(gè)細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

金春雨 王偉強(qiáng)

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FDI對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)溢出的非線性效應(yīng)
——基于13個(gè)細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

金春雨 王偉強(qiáng)

外商直接投資主要通過人員流動效應(yīng)、競爭效應(yīng)和示范效應(yīng)三種方式對內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生技術(shù)外溢，但實(shí)證研究并未取得一致結(jié)論?；?996-2011年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)的內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板平滑遷移回歸(PSTR)模型實(shí)證檢驗(yàn)外商直接投資對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資與我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步之間有顯著的非線性關(guān)系。人力資本、技術(shù)差距以及外資規(guī)模對FDI的技術(shù)溢出存在明顯的“門檻效應(yīng)”。外商直接投資對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用，隨人力資本水平提升而上升，但隨技術(shù)差距擴(kuò)大和外資規(guī)模擴(kuò)張而逐步減小。

外商直接投資； 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)； 技術(shù)溢出； 非線性效應(yīng)； PSTR模型

一 引 言

外商直接投資(FDI)既為東道國提供資金支持，也對東道國產(chǎn)生技術(shù)外溢，而不論資本累積效應(yīng)還是技術(shù)溢出效應(yīng)，又都與東道國自身的吸收能力密切相關(guān)。20世紀(jì)90年代后，在一系列政策紅利引導(dǎo)下，我國迅速成為全球首要外資流入國，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)獲得了較快發(fā)展，然而“以市場換技術(shù)”引資戰(zhàn)略也對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來較大的沖擊。與發(fā)達(dá)國家相比，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在核心技術(shù)、研發(fā)效率等方面仍然存在著明顯差距，如何有效利用FDI的技術(shù)溢出來解決我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新不足一直是政府、企業(yè)以及學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)問題。FDI是否能對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)形成有利的技術(shù)溢出？外商直接投資對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是“機(jī)遇”還是“挑戰(zhàn)”？假若FDI存在正向的技術(shù)溢出效應(yīng)，其溢出程度會不會由于某些因素的影響而發(fā)生變動？是否存在所謂的技術(shù)溢出“門檻效應(yīng)”？回答以上問題，對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的良性發(fā)展和政策制定具有重要意義。

FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)在理論界已經(jīng)獲得了廣泛認(rèn)同。根據(jù)FDI溢出理論的解釋，外商直接投資主要通過人員流動效應(yīng)(Kaufmann，1997[1]；Haaker，1999[2]；Fosfuri等，2001[3]；Glass和Saggi，2002[4])、競爭效應(yīng)和示范效應(yīng)(Wang和Blomstrom，1992[5])三種方式對內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生技術(shù)外溢。但在實(shí)證研究方面，學(xué)術(shù)界未得到較為一致的結(jié)論。Caves(1974)[6]、Globerman(1979)[7]、Blomstrom和 Wolff(1994)[8]、Liu等(2009)[9]發(fā)現(xiàn)FDI對東道國具有正向的技術(shù)溢出效應(yīng)；而Haddad和 Harrison(1993)[10]、Kokko等(1996)[11]認(rèn)為FDI對東道國的技術(shù)溢出效應(yīng)較小甚至不存在；Aitken和Harrison(1999)[12]、Konings(2001)[13]指出FDI對東道國造成的技術(shù)外溢是負(fù)向的?？梢姡煌瑢W(xué)者對FDI技術(shù)外溢效應(yīng)持有截然不同的看法。出現(xiàn)這種情況，一方面與研究方法和數(shù)據(jù)選取有關(guān)，另一方面也源于各地區(qū)對技術(shù)外溢的吸收能力存在顯著差異。Cohen和Levinthal(1989)[14]在分析企業(yè)研發(fā)時(shí)首次提出了“吸收能力”概念，Borensztein等(1998)[15]發(fā)現(xiàn)只有在東道國吸收能力達(dá)到某個(gè)門檻值后，F(xiàn)DI對東道國技術(shù)進(jìn)步才會產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。此后，諸多學(xué)者以中國為研究對象，從不同角度檢驗(yàn)了FDI技術(shù)外溢的門檻特征，驗(yàn)證了FDI與我國技術(shù)進(jìn)步之間的非線性關(guān)系。從國內(nèi)研究現(xiàn)狀來看，選取的門檻變量主要涵蓋人力資本(邵軍和徐康寧，2008[16]；殷醒民和陳昱，2012[17])、技術(shù)差距(李燕等，2011[18]；王華等，2012[19]；黃凌云和吳維瓊，2013[20])、經(jīng)濟(jì)發(fā)展(張宇和蔣殿春，2007[21]；張宇，200822])、金融發(fā)展(鐘娟和張慶亮，2010[23]；唐禮智和羅婧，2013[24])等方面，但從行業(yè)層面研究FDI技術(shù)外溢門檻效應(yīng)的文獻(xiàn)相對較少(林三強(qiáng)和蘇桔芳，2011[25]；余泳澤，2012[26])，實(shí)證檢驗(yàn)手段基本上也以構(gòu)造連乘模型或簡單分組檢驗(yàn)為主，而前者不能對門檻值做出準(zhǔn)確估計(jì)，后者又無法驗(yàn)證門檻估計(jì)值的正確性。為此，一些學(xué)者采用Hansen(1999)[27]提出的面板門檻回歸 (PTR) 模型彌補(bǔ)以上缺陷，估計(jì)出具體的門檻值，并對門檻值的正確性及內(nèi)生的門檻效應(yīng)進(jìn)行了顯著性檢驗(yàn)。但PTR模型假定FDI技術(shù)外溢會在跨越門檻值前后發(fā)生離散跳躍式的突變，這與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情形不吻合，而面板平滑遷移回歸 (PSTR) 模型通過引入連續(xù)的轉(zhuǎn)換函數(shù)替代PTR模型中離散的示性函數(shù)，允許模型參數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量變化呈現(xiàn)出連續(xù)逐漸變動的平滑過程，使PTR模型成為PSTR模型的一個(gè)特例。

為拓展現(xiàn)有研究，本文基于1996-2011年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)的內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)面板數(shù)據(jù)，先對內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，然后從FDI自身和外部條件選取轉(zhuǎn)換變量，運(yùn)用PSTR模型實(shí)證檢驗(yàn)FDI對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的非線性溢出效應(yīng)。

二 模型設(shè)定與變量說明

(一)模型設(shè)定

González等(2005)[28]提出的面板平滑遷移回歸 (PSTR) 模型進(jìn)一步擴(kuò)展了面板門檻回歸 (PTR) 模型，既能有效刻畫面板數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性，又允許模型參數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量變化而漸進(jìn)轉(zhuǎn)換，克服了PTR模型在門檻值前后發(fā)生突變的缺點(diǎn)。最基本的兩機(jī)制PSTR模型形式為：

(1)

其中yit表示被解釋變量，xit表示解釋變量，μi是個(gè)體固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。轉(zhuǎn)換函數(shù)g(qit;γ,c)是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量qit的連續(xù)函數(shù)，其值介于0到1之間，一般采用logistic函數(shù)形式。γ是斜率系數(shù)，反映機(jī)制轉(zhuǎn)換的速度，c=(c1, …,cm)是轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)。給定位置參數(shù)cj，xit的回歸系數(shù)會隨qit在β0和β0+β1之間平滑變動。在轉(zhuǎn)換函數(shù)g(qit;γ,c)中，m通常取值為1或2，當(dāng)γ→+∞時(shí)，PSTR模型轉(zhuǎn)變?yōu)镻TR模型；當(dāng)γ→0時(shí)，PSTR模型退化為線性固定效應(yīng)模型。式(1)可進(jìn)一步擴(kuò)展為具有r+1個(gè)機(jī)制的PSTR模型一般形式：

(2)

(3)

(4)

(5)

借鑒現(xiàn)有研究的做法，仍采用全要素生產(chǎn)率反映企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，假定內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率主要受兩方面因素影響：一是內(nèi)資企業(yè)自身的科技研發(fā)活動；二是外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)。按照PSTR模型定義，構(gòu)造FDI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)外溢的兩機(jī)制PSTR模型形式如下：

lntfpit=μi+β00lnrdit+β01lnfdiit+(β10lnrdit+β11lnfdiit)g(qit;γ,c)+εit

(6)

其中i和t分別表示行業(yè)和時(shí)間，tfp代表高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，基于投入導(dǎo)向型的DEA模型計(jì)算得到；rd為內(nèi)資企業(yè)自身的研發(fā)投入；fdi用于反映外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)外溢。qit為轉(zhuǎn)換變量，將選取人力資本 (hc)、技術(shù)差距(gap)和外資規(guī)模 (fc)三個(gè)指標(biāo)對轉(zhuǎn)換變量進(jìn)行刻畫。

(二)變量說明

(1) 被解釋變量和解釋變量：數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法 (DEA) 無需對生產(chǎn)函數(shù)形式和分布做出假設(shè)，直接采用線性規(guī)劃思想計(jì)算生產(chǎn)技術(shù)前沿，對生產(chǎn)者技術(shù)效應(yīng)進(jìn)行評價(jià)，因此應(yīng)用較為廣泛。利用DEA-Malmquist方法計(jì)算得到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率 (tfp)，其中，產(chǎn)出變量利用各行業(yè)內(nèi)資企業(yè)總產(chǎn)值表示，并經(jīng)由工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)平減為1996年不變價(jià)。投入變量包括勞動力和資本，勞動力指標(biāo)采用各行業(yè)內(nèi)資企業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)表示；資本投入利用各行業(yè)內(nèi)資企業(yè)資本存量來衡量，一般采用永續(xù)盤存法核算資本存量。永續(xù)盤存法的計(jì)算公式為：Kit=Iit+(1-δit)Kit-1，其中K和I分別表示固定資本存量和新增固定資產(chǎn)，將1996年固定資產(chǎn)凈值作為初始資本存量，δ是固定資產(chǎn)折舊率，考慮到發(fā)展中國家高技術(shù)產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)更新速度較快，參考劉志迎和葉蓁(2006)[31]的研究將折舊率設(shè)定為15%，最后將核算得出的固定資本存量利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算成1996年不變價(jià)。反映內(nèi)資企業(yè)自身科研活動的變量rd，采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)內(nèi)資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表示；刻畫FDI對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)的變量fdi，利用各行業(yè)外資企業(yè)的R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出表示；內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出均基于工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)折算為1996年不變價(jià)。

(2) 轉(zhuǎn)換變量：人力資本(hc)。發(fā)展中國家只有具備了一定的技術(shù)消化能力才能充分利用外商直接投資促進(jìn)本國技術(shù)進(jìn)步，而人力資本作為知識產(chǎn)品的重要載體，是決定東道國FDI技術(shù)外溢吸收能力的關(guān)鍵要素。Borensztein等(1998)[15]認(rèn)為FDI對發(fā)展中國家產(chǎn)生積極影響的前提是東道國必須越過特定的人力資本門檻；Xu(2000)[32]的研究表明，由于發(fā)展中國家人力資本匱乏，F(xiàn)DI形成的技術(shù)轉(zhuǎn)移并未對其生產(chǎn)率增長產(chǎn)生顯著影響。因此，F(xiàn)DI能否發(fā)揮積極有效的技術(shù)溢出效應(yīng)與內(nèi)資企業(yè)自身人力資本狀況關(guān)聯(lián)密切，在研究我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)FDI技術(shù)外溢的門檻特征時(shí)，有必要將人力資本作為轉(zhuǎn)換變量加以考慮。用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)內(nèi)資企業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量的對數(shù)值來反映內(nèi)資企業(yè)人力資本水平。技術(shù)差距(gap)，關(guān)于技術(shù)差距對FDI技術(shù)溢出的影響，F(xiàn)indlay(1978)[33]、Wang和Blomstrom(1992)[5]等認(rèn)為技術(shù)差距越大，越有助于本土企業(yè)通過示范效應(yīng)和模仿效應(yīng)從外資企業(yè)獲得技術(shù)外溢。而Kokko(1994)[34]、Girma(2005)[35]等發(fā)現(xiàn)技術(shù)差距過大不利于內(nèi)資企業(yè)學(xué)習(xí)和模仿先進(jìn)技術(shù)，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢與技術(shù)差距呈負(fù)相關(guān)。一般而言，過高的技術(shù)差距雖然使FDI給當(dāng)?shù)仄髽I(yè)帶來較高的技術(shù)收益，但這也意味著當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技術(shù)積累能力較差，反而會影響示范—模仿機(jī)制發(fā)揮作用；而技術(shù)差距過小，說明FDI給當(dāng)?shù)仄髽I(yè)帶來的技術(shù)空間十分有限，同樣不利于技術(shù)外溢(Perez，1997)[36]。參照Benhabib 和Spiegel(1994)[37]的做法，使用與技術(shù)邊界的相對距離來衡量技術(shù)差距：gapi(t)=[maxpci(t)-pci(t)]/pci(t)，其中pci(t)表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各行業(yè)內(nèi)資和外資企業(yè)的人均資本存量，該指標(biāo)利用各行業(yè)企業(yè)實(shí)際固定資本存量和從業(yè)人員的比值得到；maxpci(t)為企業(yè)人均資本存量pci(t)的最大值。外資規(guī)模 (fc)：當(dāng)行業(yè)內(nèi)外商投資規(guī)模明顯高于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)投資規(guī)模時(shí)，容易引發(fā)外資企業(yè)技術(shù)保護(hù)和市場壟斷，在很大程度上會降低FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。余泳澤(2012)[26]對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)FDI技術(shù)外溢的研究表明，當(dāng)外商投資規(guī)模較小時(shí)，沒有產(chǎn)生明顯的技術(shù)外溢效應(yīng)；而在外資規(guī)模增長到一定水平時(shí)， 技術(shù)外溢效應(yīng)才會變得顯著， 但隨著外資規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大，F(xiàn)DI技術(shù)溢出效益下降。這說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的FDI技術(shù)外溢吸收能力對外商投資規(guī)模較為敏感，為此，利用各行業(yè)外資企業(yè)固定資本存量占行業(yè)總固定資本存量的比重來表示外商投資規(guī)模，資本存量的核算方法與前文一致。

選取的數(shù)據(jù)樣本為1996-2011年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，剔除了飛機(jī)制造及修理、 航天器制造、 雷達(dá)及配套設(shè)備制造和廣播電視設(shè)備制造等4個(gè)特殊行業(yè)。所有數(shù)據(jù)均來源于2002-2012年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及1997-2012年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)全要素生產(chǎn)率測算與分解

基于投入導(dǎo)向型的DEA-Malmquist指數(shù)法對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化(tfpch)進(jìn)行計(jì)算，并將其分解為技術(shù)效率變化(effch)和技術(shù)進(jìn)步(techch)，其中技術(shù)效率變化又進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率變化(pech)和規(guī)模效率變化(sech)。表1中給出了1996-2011年各行業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解的幾何平均值。

表1 1996-2011年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化及其分解

(續(xù)上表)

行業(yè)effchtechchpechsechtfpch電子元件制造10331037100710261071家用視聽設(shè)備制造10391023100010391063其他電子設(shè)備制造09561087094810081038電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造10421053103510061097電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造09471054095109960999辦公設(shè)備制造10051022100010051026醫(yī)療設(shè)備及器械制造09801039097910011018儀器儀表制造10541035103510181091平均值10161050099910171067

由表1可知，1996-2011年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資部門全要素生產(chǎn)率整體表現(xiàn)為逐步改進(jìn)趨勢，平均增長率為6.7%，從分解情況來看，技術(shù)效率變化值和技術(shù)進(jìn)步變化值分別為1.016和1.050，平均增長率分別為1.6%和5.0%，說明內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長主要得益于技術(shù)進(jìn)步的作用，技術(shù)效率的促進(jìn)效應(yīng)相對較小。純技術(shù)效率變化值小于1，而規(guī)模效率變化值大于1，進(jìn)一步揭示了純技術(shù)效率對全要素生產(chǎn)率增長的抑制作用。從各細(xì)分行業(yè)來看，全要素生產(chǎn)率變化值最高的是電子器件制造業(yè)，平均增長率為12.4%，增長速度較快；而電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化值最低，平均增長率為-0.1%，全要素生產(chǎn)率在不斷下滑。13個(gè)細(xì)分行業(yè)中，僅電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造業(yè)全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了負(fù)向增長，其他行業(yè)全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)不同幅度的正向增長。

(二)FDI技術(shù)溢出的“門檻效應(yīng)”檢驗(yàn)

在測算得到1996-2011年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資部門全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，以全要素生產(chǎn)率衡量內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，基于PSTR模型對FDI技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)展開實(shí)證分析。按照PSTR模型的檢驗(yàn)步驟，先要對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行截面異質(zhì)性檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0:r=0，如果拒絕原假設(shè)，則證明面板數(shù)據(jù)存在異質(zhì)性特征，應(yīng)當(dāng)建立PSTR模型對變量之間的非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。以人力資本(hc)、技術(shù)差距(gap)和外資規(guī)模(fc)作為轉(zhuǎn)換變量，模型的非線性檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 模型的非線性檢驗(yàn)

注：括號內(nèi)為P值，***、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

表2中，模型1-模型3都顯著拒絕了原假設(shè)，說明FDI與內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系會隨著人力資本、技術(shù)差距和外資規(guī)模的變化呈現(xiàn)明顯的非線性轉(zhuǎn)換特征。在剩余非線性檢驗(yàn)中，原假設(shè)H0:r=1的兩項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量都不顯著，因此模型1-模型3中最優(yōu)轉(zhuǎn)移函數(shù)個(gè)數(shù)應(yīng)為1，模型1-模型3均為兩機(jī)制的PSTR模型。González等(2005)[28]認(rèn)為最強(qiáng)拒絕線性原假設(shè)的模型為最優(yōu)，由LM檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型3是最優(yōu)的。因此，在人力資本(hc)、技術(shù)差距(gap)和外資規(guī)模(fc)3個(gè)轉(zhuǎn)換變量中，外資規(guī)模 (fc)對FDI技術(shù)溢出的影響最為顯著。

一般情況下，位置參數(shù)的個(gè)數(shù)m通常取值為1或者2，分別在m=1和m=2情況下，對模型1-模型3進(jìn)行PSTR模型估計(jì)，得到相應(yīng)的AIC值和BIC值如表3所示。

表3 最優(yōu)位置參數(shù)的確定

由表3中AIC值和BIC值對比結(jié)果可知，模型1-模型3都含有一個(gè)位置參數(shù)。表4為PSTR模型的估計(jì)結(jié)果。

表4 PSTR模型的估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著。

如表4所示，在模型1中，內(nèi)資企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)在0.2349和1.3864之間平滑變動；在模型2中，內(nèi)資企業(yè)研發(fā)投入系數(shù)的變動范圍為0.0018～0.0361；模型3中內(nèi)資企業(yè)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響初始為正，但隨著外資規(guī)模的擴(kuò)大，最后產(chǎn)生了微弱的負(fù)向作用，系數(shù)變動范圍為-0.0025～0.0227。可見，自身研發(fā)資本投入的增加有助于內(nèi)資企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步。

下面重點(diǎn)探討人力資本、技術(shù)差距和外資規(guī)模3個(gè)轉(zhuǎn)換變量與FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的關(guān)系。

(1) 人力資本與FDI技術(shù)溢出。模型1的斜率參數(shù)值較小，為9.8833，說明模型的機(jī)制轉(zhuǎn)移速度很慢，從低機(jī)制到高機(jī)制的轉(zhuǎn)換較為平滑。β11值大于0，說明人力資本與FDI技術(shù)溢出呈正相關(guān)。但β01值顯著為負(fù)，并且β01+β11<0。模型1含有一個(gè)位置參數(shù)，當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)活動人員折合全時(shí)當(dāng)量低于84.1499 (e4.4326) 人年時(shí)，模型處于低機(jī)制；當(dāng)研發(fā)活動人員折合全時(shí)當(dāng)量高于84.1499人年時(shí)，模型趨向高機(jī)制，F(xiàn)DI技術(shù)溢出系數(shù)在-1.3528到-0.2324之間平滑移動?，F(xiàn)階段FDI對內(nèi)資企業(yè)存在負(fù)向技術(shù)溢出效應(yīng)，但隨著內(nèi)資企業(yè)人力資本水平的持續(xù)提升，F(xiàn)DI的負(fù)向溢出效應(yīng)在逐步減弱，這意味著我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資企業(yè)的人力資本仍未達(dá)到最佳狀態(tài)，需進(jìn)一步增加企業(yè)自身研發(fā)人員投入力度，提高企業(yè)人力資本水平和自主研發(fā)能力。

(2) 技術(shù)差距與FDI技術(shù)溢出。模型2的斜率參數(shù)值為374.8896，表明模型從低機(jī)制到高機(jī)制的轉(zhuǎn)換速度較快，PSTR模型趨近于兩機(jī)制的PTR模型。β11值顯著為負(fù)，說明技術(shù)差距的擴(kuò)大不利于FDI的技術(shù)溢出。從影響系數(shù)來看，β01值大于0，但β01+β11<0。模型2中有一個(gè)位置參數(shù)，當(dāng)技術(shù)差距低于9.4962時(shí)，模型趨向低機(jī)制；當(dāng)技術(shù)差距超過9.4962時(shí)，模型趨向高機(jī)制，此時(shí)技術(shù)差距的變動對FDI技術(shù)溢出的影響較為明顯。隨著技術(shù)差距的變化，F(xiàn)DI對內(nèi)資企業(yè)的影響系數(shù)在-0.0105至0.4577之間移動。此外，需要注意的是，當(dāng)技術(shù)差距為9.5045時(shí)，β01+β11g(·)=0，這說明當(dāng)內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)技術(shù)差距小于9.5045時(shí)，隨著技術(shù)差距的擴(kuò)大，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出在不斷減少，但對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響仍是正向的；隨著技術(shù)差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，當(dāng)技術(shù)差距大于9.5045時(shí)，F(xiàn)DI會產(chǎn)生負(fù)向的技術(shù)溢出效應(yīng)，對內(nèi)資企業(yè)造成不利影響。

(3) 外資規(guī)模與FDI技術(shù)溢出。模型3斜率參數(shù)值為19.2002，模型在低機(jī)制和高機(jī)制之間的轉(zhuǎn)移速度較慢，β11值顯著小于0，而β01值顯著大于0，且β01+β11<0，這表明FDI始終存在正向的技術(shù)溢出，但隨著外商投資規(guī)模的增長，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出在逐步減少，外資規(guī)模與FDI技術(shù)溢出之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由模型3中的位置參數(shù)可知，當(dāng)外資比重低于58.36%時(shí)，PSTR模型趨向低機(jī)制；當(dāng)外資比重高于58.36%時(shí)，PSTR模型趨向高機(jī)制，F(xiàn)DI的影響系數(shù)變動范圍為0.0152～0.1706?？梢?，F(xiàn)DI對內(nèi)資企業(yè)具有正向的技術(shù)溢出，但隨著外資企業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)張，在市場壟斷和技術(shù)保護(hù)的作用下，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出持續(xù)弱化，因此應(yīng)理性引進(jìn)和對待外資，控制外資企業(yè)的投資規(guī)模。

四 結(jié)論與啟示

基于1996-2011年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)面板數(shù)據(jù)，在對內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算和分解基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板平滑遷移回歸(PSTR)模型實(shí)證檢驗(yàn)FDI與內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的非線性關(guān)系。結(jié)果表明：(1) FDI對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響呈現(xiàn)出明顯的非線性特征，人力資本、技術(shù)差距及外資規(guī)模對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)FDI的技術(shù)溢出存在“門檻效應(yīng)”，其中外資規(guī)模對FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的影響最為顯著。(2) 人力資本與FDI技術(shù)溢出呈正相關(guān)關(guān)系，隨著人力資本的提高，F(xiàn)DI對技術(shù)進(jìn)步的抑制作用逐步減弱，但FDI對內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響始終是負(fù)向的，說明我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)人力資本投入仍舊不足。(3) 技術(shù)差距與FDI技術(shù)溢出顯著負(fù)相關(guān)，現(xiàn)階段我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資與外資企業(yè)的技術(shù)差距已超過合理區(qū)間，隨著技術(shù)差距的擴(kuò)大，尤其是在跨越門檻值之后，F(xiàn)DI對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響會迅速由正向變?yōu)樨?fù)向。(4) 外資規(guī)模與FDI技術(shù)溢出之間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，雖然FDI對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步始終具有促進(jìn)效應(yīng)，但隨著外資規(guī)模的不斷擴(kuò)大，F(xiàn)DI的正向技術(shù)溢出效應(yīng)會逐步弱化，當(dāng)外資規(guī)模高過門檻值后，將進(jìn)一步加速FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的下滑。

由如上研究可得出以下兩點(diǎn)政策啟示：(1) 國內(nèi)企業(yè)應(yīng)立足于研發(fā)資金投入與人員投入的積累，努力提升人力資本素質(zhì)，培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力，逐步縮小與外資企業(yè)的技術(shù)差距。(2)有針對性的引進(jìn)外資企業(yè)，以使國內(nèi)企業(yè)有能力消化吸收外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)。合理控制外資企業(yè)進(jìn)入規(guī)模和引進(jìn)質(zhì)量，防止外資企業(yè)形成市場壟斷，對內(nèi)資企業(yè)有效吸收FDI技術(shù)溢出產(chǎn)生不利影響。

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[責(zé)任編輯：莫 揚(yáng)]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.05.004

[引用方式]金春雨, 王偉強(qiáng). FDI對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)溢出的非線性效應(yīng)——基于13個(gè)細(xì)分行業(yè)內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評論, 2016, 7(5): 41-50.

Research on the Nonlinear Effects of Technology Spillover from FDI on the High-Tech Industry in China:An Empirical Study Based on the Panel Data of Domestic Enterprises and Foreign Venture Enterprises on 13 Segmented Industries

JIN Chun-yu WANG Wei-qiang

In this paper, we study the technology spillover effect of FDI on the high-tech industry in China based on the panel smooth transition regression model. The results show that there exist significant nonlinear relation between FDI and technology progress in high-tech industry, and human capital, technology gap and foreign capital all have a threshold effect on the technology spillover effect of FDI. With the improvement of human capital level, the adverse effect of FDI on technology progress in high-tech industry is gradually narrowing. However, with the expansion of technology gap and foreign capital, the promoting effects of FDI on technology progress in high-tech industry gradually decline.

FDI; high-tech industry; technology spillover; nonlinear effects; Panel Smooth Transition Regression model

2016-06-18

吉林大學(xué)哲學(xué)社會科學(xué)研究重大課題培育項(xiàng)目“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展與國家創(chuàng)新體系建設(shè)研究”(項(xiàng)目編號：2015ZDPY09，項(xiàng)目主持人：金春雨)。

金春雨，吉林大學(xué)商學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)計(jì)量與金融計(jì)量分析；王偉強(qiáng)，吉林大學(xué)商學(xué)院博士生，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)分析。

F224； F276.44

A

1674-8298(2016)05-0041-10