雙向FDI技術溢出、技術進步與產業(yè)結構升級

凌 丹，賴偉豪，劉慧嶺

(武漢理工大學 經濟學院,湖北 武漢 430063)

一、引 言

在全球經濟一體化背景下，國家間的經濟聯系愈加緊密，國際直接投資作為聯系各國經濟的重要紐帶，是國家參與全球經濟競爭的重要方式，亦成為國際技術溢出的重要途徑，其技術溢出無論是對母國還是東道國的技術進步和產業(yè)結構升級都具有重大影響。自2001年中國加入WTO以來，中國對外開放的戰(zhàn)略逐步從“引進來”向“引進來”與“走出去”協同發(fā)展的方向轉變。在此契機下，中國IFDI(外商直接投資)與OFDI(對外直接投資)取得快速發(fā)展，外商在華直接投資從2003年的535.05億美元增至2016年的1260億美元，年均增速達6.81%；使得中國已超越美國，成為全球吸引FDI體量最大的國家。中國OFDI以年均36.96%的增速，由2003年的28.5億美元增至2016年的1701.1億美元，位居全球第二位。中國正以世界重要東道國和投資國的雙重身份融入全球經濟網絡。與此同時，我國產業(yè)結構矛盾也逐漸顯現。與發(fā)達國家相比，我國第三產業(yè)發(fā)展滯后，三次產業(yè)占比不盡合理，地區(qū)差異明顯；產業(yè)內部存在著增長方式粗放、產業(yè)鏈短、產業(yè)附加值低、創(chuàng)新動能不足等一系列問題，推動經濟集約化發(fā)展和產業(yè)結構升級已經迫在眉睫。在此綜合背景下，有必要從機理和實證方面探討中國雙向FDI技術溢出是否能有效促進產業(yè)結構升級？中國雙向FDI的地區(qū)差異是否會導致技術進步和產業(yè)結構優(yōu)化的地區(qū)差異？科學解答以上問題有望為中國“引進來”與“走出去”戰(zhàn)略的有效實施、區(qū)域產業(yè)發(fā)展政策的科學制定提供理論依據與現實指導，具有重要實踐價值。

二、文獻綜述

(一)IFDI與東道國產業(yè)結構升級

源于對H. B. Chenery和A.M.Strout[1]等建立的“缺口”模型的不斷拓展，已有研究中，FDI對東道國產業(yè)結構的影響可歸納為技術溢出效應、資本效應[2]、示范效應、競爭效應[3]，人員流動效應、前后關聯效應等。但目前學者們就IFDI對我國產業(yè)結構升級作用效果的研究結論尚未達成共識，形成了三種不同觀點。觀點一為IFDI促進了我國產業(yè)結構升級[4]。觀點二為IFDI對我國產業(yè)結構升級作用效果不顯著[5]。觀點三是IFDI對我國產業(yè)結構升級作用效果為負[6]。

(二)OFDI與母國產業(yè)結構升級

OFDI影響母國產業(yè)結構升級的研究中，較有代表性的是尹忠明和李東坤[7]以投資動機為視角，提出資源尋求型OFDI通過資源供給效應、產業(yè)關聯效應促進母國產業(yè)結構升級；市場尋求型OFDI為國內產業(yè)結構的升級貢獻資金保障；效率尋求型OFDI通過整合資源和要素，推進國內產業(yè)結構升級；戰(zhàn)略資產尋求型OFDI基于競爭與示范效應、利潤保證等途徑優(yōu)化母國產業(yè)結構。但國內學者就OFDI對中國產業(yè)結構升級作用效果的結論也還未達成共識，第一種觀點認為OFDI與中國產業(yè)結構升級正相關[8]。第二種觀點認為現階段OFDI對中國產業(yè)結構升級的作用效果不明顯[9]。此外，劉海云、聶飛[10]等基于實證研究發(fā)現制造業(yè)海外的過度擴張，會導致“離制造化”現象。

(三)雙向FDI的技術溢出效應

國內外學者圍繞著雙向FDI技術溢出效應的存在性以及其對產業(yè)結構升級的作用效果展開了大量研究。在其存在性方面的研究有：Kugler[11]、Javorcik[12]等證實了IFDI技術溢出效應的存在；Branstetter[13]、白潔[14]等論證了OFDI逆向技術溢出的存在性。鄧麗娜[15]認為IFDI通過示范-模仿效應、競爭效應、人員培訓效應、關聯效應等方式，推進技術正向溢出，進而促進東道國產業(yè)結構升級?；粜肹16]發(fā)現短期內，通過OFDI溢出的國外研發(fā)資本存量對國內產業(yè)結構升級產生了明顯的優(yōu)化效應；長期中，同國內研發(fā)、IFDI、進口貿易相比，通過OFDI溢出的國外研發(fā)資本存量對我國產業(yè)結構升級的促進作用偏弱。

綜上可知，既有研究對國際直接投資的技術溢出效應和產業(yè)結構優(yōu)化效應的研究已較為豐富，但仍存在以下不足：一是已有研究中無論是IFDI對東道國產業(yè)結構升級的作用效果還是OFDI對母國產業(yè)結構升級的作用效果是否為顯著正向的仍存在較大分歧，且除賈妮莎、汪思齊、王恕立[17]外，多數文獻都從IFDI或OFDI的單維視角展開研究，同時考慮IFDI和OFDI協同作用的研究有待拓展。二是在探討OFDI/IFDI技術溢出促進國內產業(yè)結構升級影響時，主要集中在OFDI/IFDI促進技術進步這一環(huán)節(jié)中，未能把技術進步促進產業(yè)結構升級的環(huán)節(jié)展示出來，形成完整的傳導機制。三是多數學者忽略了中國不同地區(qū)開放程度的差異，對中國雙向FDI技術外溢的產業(yè)結構升級效應的地區(qū)差異問題研究不足。鑒于此，本文將IFDI、OFDI和產業(yè)結構升級納入統一框架，并加入技術進步內生變量，探究中國雙向FDI技術溢出的產業(yè)結構升級效應，以及在中國不同區(qū)域的差異問題。

三、影響機理分析

本部分通過梳理已有相關研究成果，嘗試揭示雙向FDI通過何種路徑實現技術的溢出，以及溢出的技術如何擴散，進而推動產業(yè)結構的優(yōu)化升級。

(一) 雙向FDI技術溢出效應的機理分析

IFDI通過促使本土企業(yè)獲得先進的技術與管理經驗，推動本國企業(yè)競爭優(yōu)勢的形成，為本土跨國企業(yè)的OFDI奠定基礎；而本土企業(yè)的海外擴張為母國的經濟發(fā)展提供戰(zhàn)略性資源和技術保障，從而更能吸引IFDI的流入。二者相互補充是獲取國際R&D資本溢出的重要途徑，主要通過下述5種效應實現(參見圖1)。

1.人力資本流動效應。(1)外商企業(yè)的跨國經營在人才選擇與培養(yǎng)方面，一般會優(yōu)先考慮本地員工，并且注重加強對各個階層的員工進行多元化培訓，以提升企業(yè)整體人力資源的素質。(2)母國企業(yè)通過采取綠地投資模式直接雇傭東道國本地的高知識人才，或采取跨國并購模式繼續(xù)延用被并購企業(yè)的高科技人員，以獲取高素質科研人員長期積累的知識、經驗、技藝等難以被文檔記錄的能力。

2.示范-模仿效應。相較于本地企業(yè)，外商企業(yè)在技術、產品、管理等方面更具有比較優(yōu)勢，其進入必然威脅到本地企業(yè)的市場地位。因此基于企業(yè)利益最大化原則，這將會迫使本地企業(yè)學習和模仿跨國公司先進的科學技術、優(yōu)秀的管理經驗和營銷模式，加強產品研發(fā)設計創(chuàng)新能力，以提升產品技術復雜度，提高產品的生產質量，推動企業(yè)經濟活動轉型升級。母國企業(yè)通過開展面向發(fā)達國家的OFDI，能夠與發(fā)達國家先進技術或產品零距離接觸，在產品開發(fā)階段就能利用東道國研發(fā)資源，緊跟其“腳步”進行模仿創(chuàng)新，而不需要在發(fā)達國家產品處于成熟階段時將其引進、吸收、模仿。

3.競爭效應。外商企業(yè)的進入必然會打破本土原有的市場結構，其憑借先進的科學技術、管理運營經驗，嚴重地威脅到東道國企業(yè)的市場競爭力，加劇了東道國市場激烈的競爭程度。因此本土企業(yè)為鞏固市場地位，勢必會加大研發(fā)經費投入和高科技人才培育力度，從而不斷提高自身技術水平與創(chuàng)新能力。與國內市場經營相比，跨國經營的不確定性和風險性更高，競爭更為激烈，因此母國企業(yè)為了能快速地融入市場競爭激烈的東道國，會不斷改良產品生產技術，加強自主創(chuàng)新能力建設，以提高企業(yè)的競爭優(yōu)勢，從而不斷地促進自身技術發(fā)展水平的進步。

4.產業(yè)關聯效應?？鐕驹跂|道國的跨國經營，已經使其成為東道國產業(yè)鏈的組成部分，并通過前向和后向一體化向產業(yè)鏈的前后兩端直接或間接地溢出技術，產生關聯效應。IFDI前向關聯效應表現為：外資企業(yè)通過向本地的下游企業(yè)提供產品使用方法，并對使用方法進行指導和培訓，為下游本土企業(yè)新技術的誕生奠定了物質基礎，推動其科學技術水平和創(chuàng)新能力的提升。后向關聯效應具體表現為：為降低成本，外商企業(yè)跨國經營一般會選擇以本土生產要素為主進行生產，而本地供應商為滿足外商企業(yè)生產需求，就會主動依據外商企業(yè)的標準，對產品進行改進與創(chuàng)新；同時外商企業(yè)為保證自身產品質量，會對本地供應商產品進行質量把控，并向其提供生產設備以及技術支撐。OFDI前向關聯效應是指為滿足東道國下游客戶對產品或服務質量標準的規(guī)定，母國企業(yè)必然會加大研發(fā)投入，進行技術革新，實行全方位的質量管理、組織結構與業(yè)務流程重構。OFDI后向關聯效應指為降低生產成本，母國企業(yè)一般會選擇使用東道國相關生產要素進行生產。東道國先進的生產要素將會有助于推動母國企業(yè)產品生產工藝流程的改善，以及產品質量的提高。

5.研發(fā)要素溢出效應。雙向FDI研發(fā)要素溢出效應指技術受方充分利用技術供方溢出的研發(fā)資源，進行技術創(chuàng)新。其主要表現為：外商企業(yè)的進入和本土企業(yè)的崛起，加劇了東道國市場競爭的激烈程度，外資企業(yè)僅將東道國視為產品生產基地，已經無法保證其在東道國的市場地位，因此其開始在東道國設立研發(fā)中心，逐步將研發(fā)活動以及研發(fā)資源轉移到東道國。在這一過程中，必然會發(fā)生研發(fā)資源的溢出。母國通過開展面向東道國高新技術產業(yè)聚集區(qū)的直接投資，一方面，可以依托集聚區(qū)已有的研發(fā)平臺，將各種研發(fā)要素(研發(fā)經費、研發(fā)人員)和信息進行整合，并為我所用，有效地降低研發(fā)成本，使企業(yè)的研發(fā)更高效快捷，更容易研發(fā)出新技術和新產品。另一方面，充分吸收了本土產業(yè)集聚所產生的外溢知識，進行技術創(chuàng)新，以推動自身技術水平的提升。

圖1 雙向FDI技術溢出機理分析圖

(二)技術進步與產業(yè)結構升級的機理分析

技術進步作為產業(yè)結構形成的基礎，是產業(yè)結構升級的根本動因，本質是勞動生產率的提高?？茖W技術水平的不斷提高，必將會使得勞動者的生產素質、生產和物質技術基礎、勞動對象范圍及管理水平等發(fā)生變化，進而帶動勞動生產率的變動。然而各產業(yè)間在技術創(chuàng)新成果的吸收、融合、商業(yè)化等能力方面存在著較大的差異，這必然會導致產業(yè)間勞動生產率的不同，使得產業(yè)在需求結構、供給結構、就業(yè)結構等方面發(fā)生變化，從而引起產業(yè)結構發(fā)生變動(參見圖2)。

1.需求結構的變動。產業(yè)的形成與發(fā)展源自于社會需求，所以在產業(yè)結構的諸多影響因子中，需求結構是產業(yè)結構最根本的影響因子，但是需求結構的變動卻受到技術發(fā)展水平的制約。主要表現在三個方面：(1)技術進步大幅度地降低了產品的生產成本，使得產品價格得以下降；科學技術水平的提升促使產品在質量、性能等方面得到了有效的提高與改善；這必將會推進產品需求量的明顯增加，推動相應產業(yè)的快速發(fā)展。(2)技術進步為新產品的開發(fā)提供了科技支撐，有利于推動消費品的轉型升級與更新換代，并衍生出新產品，從而帶動需求結構的變化。(3)技術進步通過降低生產資源的消耗強度以及提高其利用率，使得產品自身生產要素配置比例產生變化，從而帶動生產需求結構的變動。

2.供給結構的變動。自然資源、勞動力、技術水平作為供給結構構成的基本要素，三者的供給結構比例和配置效益直接關系到勞動生產率的提高以及生產成本的降低，是影響產業(yè)結構變化的直接因素。技術水平作為供給結構的重要構成要素之一，其發(fā)展程度是制約供給結構的根本原因，主要表現為以下兩個方面：(1)科學技術是提高生產要素配置效益的有效途徑，然而各產業(yè)之間技術水平存在顯著的差異，因此產業(yè)間要素配置效益也明顯不同。依據要素配置效益最大化的原則，資源則會從要素配置效率低的部門流向效率高的部門，使得產業(yè)結構重心偏向于高技術、高生產率的產業(yè)，最終促進產業(yè)結構的優(yōu)化升級。(2)技術的不斷進步促使生產要素獲取途徑更多地依賴科學技術原理，這導致要素供給結構從原先以資源和勞動為主轉變?yōu)橐约夹g為主，也致使相應的產業(yè)從資源和勞動密集型產業(yè)升級為技術密集型產業(yè)。

3.就業(yè)結構的變動。技術的進步使得勞動者的生產素質以及其對勞動對象的認識、勞動工具的先進性等方面有了明顯的提升，從而帶動勞動生產率的提高。勞動生產率的提升使得剩余勞動力得以釋放，為新興產業(yè)的發(fā)展騰出空間，推動其全面發(fā)展，最終促進產業(yè)結構優(yōu)化升級。

圖2 技術進步促進產業(yè)結構升級機理分析圖

四、實證檢驗

(一)變量的選取與模型的構建

雙向FDI是影響我國產業(yè)結構升級的重要因子，然而關于IFDI與OFDI共同作用，將技術作為傳導因子，通過技術溢出效應推進我國產業(yè)結構升級這一理論假設，在中國是否適用有待實證探究。下文以2005-2015年中國30個省份(除西藏外)相關數據為樣本，建立遞歸聯立方程模型對此假設進行考察。

模型1的建立是為探究雙向FDI技術溢出與技術進步之間的關系。借鑒汪思齊，王恕立[17]所建立的生產率效應模型，將雙向FDI及其交互項引入Helpman的國際研發(fā)溢出模型當中，同時考慮到研發(fā)經費投入、研發(fā)人員投入均是影響產業(yè)技術進步的重要因素，將研發(fā)經費和研發(fā)人員投入作為控制變量引入模型中，見式(1)。模型2的建立旨在研究技術進步和產業(yè)結構升級之間的關系，以及雙向FDI對產業(yè)結構升級的直接效應與交互效應。借鑒李東坤、鄧敏[9]對產業(yè)結構升級的測算方法，本模型選擇產業(yè)結構高級化作為產業(yè)結構升級的表征，同時考慮到IFDI、OFDI、技術水平、國內生產總值、資本規(guī)模、勞動力均是影響產業(yè)結構升級的重要因子，故將全要素生產率增長率、IFDI、OFDI和雙向FDI的交互項作為解釋變量，國內生產總值、資本規(guī)模、各產業(yè)就業(yè)人數作為控制變量引入模型，見式(2)。模型中各變量含義、衡量指標及數據來源如表1所示，值得說明的是，LnTOFDIit×LnTIFDIit表示雙向FDI溢出的交互項，用以檢驗IFDI與OFDI技術溢出是否存在互補關系。

模型1：

TFPit=β0+β1TKit+β2LnTLit+

β3LnTOFDIit+β4LnTIFDIit+β5LnTOFDIit×

(1)

模型2：

SHit=α0+α1LnGDPit+α2TFPit+

α3LnKit+α4LnLit+α5LnOFDIit+α6LnIFDIit+

α7LnOFDIit×LnIFDIit+εit

(2)

表1 變量含義、衡量指標及數據來源

(二)變量的測算

1.產業(yè)結構升級的測算。本文借鑒賈妮莎、韓永輝等對產業(yè)結構高度化測算方法(詳見公式(3))，測算2005 -2015年我國30個省份產業(yè)結構高度化水平(SH)，作為衡量產業(yè)結構升級的指標。其中SHit表征t年i省產業(yè)結構高度化水平；Pijt表示i年t省j產業(yè)的產值；GDPit表示i年t省生產總值；Lijt表示i年t省j產業(yè)的就業(yè)人員總數，LPj表示j產業(yè)實現工業(yè)化后的勞動生產率。

(3)

2.全要素生產率的測算。借鑒李梅、柳士昌，汪思齊、王恕立的測算方法，本研究選取DEA -Malmquist 生產率指數法對中國30個省份TFP 進行測算，以衡量各省的技術進步水平。其中以全國30個省份的GDP作為產出變量、全社會固定資產投資K，以及按三次產業(yè)分就業(yè)人員總數L作為投入變量，數據均源自《中國統計年鑒》。

3. IFDI與OFDI技術溢出的測算。借鑒Litcht-enberg和Potterie對國際知識溢出的測量方法，計算各省份通過IFDI和OFDI技術溢出獲得的國際R&D資本存量，以作為衡量各省份IFDI技術溢出和OFDI逆向技術溢出的指標。測算步驟分為兩步：第一步，計算中國IFDI技術溢出所獲得的國際研發(fā)資本存量(OFDI技術溢出算法相同)，計算公式見式(4)和 (5)。

(4)

Rit=(1-δ)Rit-1+RDit

(5)

其中KFt表示t年中國通過FDI獲得的國外R&D資本存量，FDIit為t年i國對中國的直接投資或者中國t年對i國的對外直接投資流量，GDPit為t年i國的國內生產總值，Rit為截至t年i國R&D資本存量。計算方法依據Goldsimth的永續(xù)盤存法(詳見公式(5))，其中RDit代表t年i國R&D總投入，δ是折舊率。

第二步，計算各省份通過IFDI/OFDI逆向技術溢出獲得的國外R&D資本存量，見式(6)、式(7)。

(6)

(7)

其中TOFDIjt表示t年j省份OFDI逆向技術溢出獲得的R&D資本存量，即t年j省份OFDI逆向技術溢出；OFDIjt表示t年j省份對外直接投資，OFDIt表示t年中國對外直接投資的總量。其中TIFDIjt表示t年j省份IFDI技術溢出獲得的R&D資本存量，即t年j省份IFDI逆向技術溢出；IFDIjt表示t年j省份實際利用外商直接投資金額，IFDIt表示t年中國實際利用外商直接投資總額。

4. 全社會固定資本存量。本文采用永續(xù)盤存法，以2003年為基期平減，測算全社會固定資本存量，見式(8)、式(9)。其中Kit代表i省份t年全社會固定資產存量，Cit表示i省份t年全社會固定資產投資，m表示2003-2014年各省全社會固定資產投資的平均增長率，δ為折舊率(參考張軍(2004)的做法，將δ設為9%)。

Kit=(1-δ)Kit-1+Cit

(8)

(9)

(三)單位根檢驗與模型設定檢驗

1. 面板單位根檢驗。為避免單一檢驗帶來的偏差，提高檢驗結果的可信度，本文采用LLC、IPS檢驗和Fisher檢驗，對各變量控制變量、解釋變量和被解釋變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果表明各變量原序列是平穩(wěn)的，所有變量均在原序列單整。

2. 面板數據模型設定檢驗。采用Hausman檢驗法對模型1、模型2進行檢驗，結果表明兩模型的Hausman檢驗統計量的概率值均為0，均拒絕接受個體效應與回歸變量無關的原假設，選擇變截距固定效應模型進行分析。

(四)模型的估計與實證結果

為避免自變量之間多重共線性的問題，對變量進行逐步回歸；為克服變量相乘后帶來的多重共線性問題，對回歸模型中的LNTIFDI和LNTOFDI進行去中心化處理。估計結果如下：

1.全樣本中雙向FDI技術溢出與產業(yè)結構升級實證分析結果(參見表2)。其一，在雙向FDI技術溢出與技術進步方面?；貧w2，3，4結果顯示，LNTOFDI和LNTIFDI系數均在1%水平上顯著為正，表明中國OFDI技術溢出和IFDI技術溢出均有利于推動中國產業(yè)的技術進步。從回歸4中還可以發(fā)現，LNTOFDI系數明顯小于LNTIFDI系數，表明與中國IFDI技術溢出效應相比，中國OFDI技術溢出效果略弱，主要是因為中國OFDI較IFDI發(fā)展起步晚，規(guī)模相對較小，經濟效益尚未明顯顯現?；貧w4中雙向FDI技術溢出效果的交互項LNTOFDI×LNTIFDI為正，但不顯著，這表明IFDI技術溢出效應與OFDI技術溢出效應存在互補關系，但是這一效應很微弱，表明我國IFDI與OFDI的協調發(fā)展有待進一步提升。

此外，TK在4個回歸中都在1%水平上顯著為正，表明R&D經費投入有利于推動我國產業(yè)的技術進步。TL在4個回歸中都在1%水平上顯著為負，表明研發(fā)人員的投入未能推動產業(yè)技術進步，主要原因是目前我國R&D人員結構分配不合理，其中從事試驗發(fā)展的研發(fā)人員占比高達82%，從事應用研究的人員占11%，而從事基礎研究的人員占比不到6.3%。

表2 雙向FDI技術溢出與技術進步

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內為t值

其二，在技術進步與產業(yè)結構升級方面(參見表3)。TFP在8個回歸中都在1%水平上顯著為正，說明技術進步能夠有效促進中國產業(yè)結構升級。此外，GDP在8個回歸中都在1%水平上顯著為正，表明GDP的增長是促進產業(yè)結構升級的重要因素；但L在8個回歸中都在1%水平上顯著為負，表明就業(yè)人員與產業(yè)結構升級呈現出負相關，可能因為在中國城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員中，從事高新技術、金融等資本技術密集產業(yè)的人員比例不到5%，超過45%的勞動力集中在制造業(yè)和建筑業(yè)等勞動力密集型產業(yè)，無法滿足產業(yè)結構升級對人力資本的需求。在8個回歸中，K的系數均為正，但t統計量不顯著，可能因為樣本時間段間隔太短，而固定資本存量對產業(yè)結構升級存在一定的時滯性?；貧w5與回歸7的結果顯示，IFDI均在1%或5%水平上顯著為負，表明IFDI與產業(yè)結構升級存在著負相關，主要是因為中國IFDI主要分布在勞動密集的制造業(yè)與房地產業(yè)，在計算機服務、軟件業(yè)、技術服務等產業(yè)的占比較低?；貧w6,7的結果顯示OFDI均在1%水平上顯著為正，表明OFDI與產業(yè)結構升級存在正相關關系?；貧w8結果顯示OFDI與IFDI的交互項LNIFDI*LNOFDI的系數是0.051，在1%水平上顯著為正，但要小于IFDI系數的絕對值0.064，表明OFDI對IFDI具有一定的調節(jié)作用，OFDI在一定程度上彌補了IFDI對產業(yè)結構的負向影響效應。

2.分析東、中、西部地區(qū)雙向FDI技術溢出與產業(yè)結構升級實證分析結果。其一，在雙向FDI技術溢出與技術進步方面(參見表2)。東、中、西三個地區(qū)通過OFDI而獲取國外R&D資本存量均在1%水平上顯著為正，三者的回歸系數分別是0.048 562，0.025 352，0.031 348，這說明三個地區(qū)OFDI技術溢出均可促進地區(qū)技術的進步，但促進程度高低順序是東、西、中。三個地區(qū)通過外商直接投資獲取國外R&D資本存量的回歸系數分別是0.064 913，0.008 461，0.017 289，除東部在1%水平上顯著外，中、西部卻均不顯著。可能是因為外資入華以來，投資區(qū)位主要集中在東部，對中、西部的投資較為匱乏。以2015年為例，東部實際利用外資占總額的比重高達84.86%，高于中部的9.08%和西部的6.06%。IFDI技術溢出和OFDI技術溢出的交互變量回歸分析結果顯示，東部在10%水平上顯著為正，其回歸系數為0.000 306，表明在東部雙向FDI技術溢出的交互效應有效地推動了技術的進步。而在中、西部二者的交互效應對技術進步的作用均不顯著。這可能是因為中西部對外開放發(fā)展相對緩慢，開放程度較低，在一定程度上抑制了IFDI和OFDI的發(fā)展，導致雙向FDI技術溢出的績效尚未顯現。

表3 技術進步與產業(yè)結構升級

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內為t值

此外，從回歸分析結果還可看出東、中、西三個地區(qū)研發(fā)資本投入均在1%水平顯著為正，回歸系數依次為7.338 502，3.021 68，5.678 150，表明三個地區(qū)研發(fā)資本投入的不斷增加，均有利于推動技術水平的進步；但是其影響程度呈現出地區(qū)差異，東部研發(fā)資本投入對技術進步的推動作用要優(yōu)于中、西部，主要是因為技術的進步不僅僅需要依靠巨額研發(fā)資金投入，還需要投入相應數量研發(fā)人員與其協同配合，但是相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)的高素質人才尤為匱乏，導致相同的資本投入卻無法產生同等的經濟效益。

表4 東、中、西部地區(qū)雙向FDI技術溢出與技術進步

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內為t值

其二，在技術進步與產業(yè)結構升級方面，三地區(qū)呈現出地域性差異(參見表5)。技術進步回歸分析結果顯示：東部TFP回歸系數為0.043 711，并在1%水平上顯著，即東部技術水平的提升在一定程度上促進了產業(yè)結構的升級。中、西部TFP回歸系數均不顯著，說明在中、西部技術對產業(yè)結構升級的影響較小。可能因為中、西部在過去10余年中，產業(yè)結構的調整多由政府相關政策導向所致，技術進步推動力相對較弱。

此外，從表5分析結果還可看出，東、中、西部GDP、全社會固定資本存量、三次產業(yè)就業(yè)總人數的回歸系數的符號以及顯著性和表2中全樣本分析結果相同，即東、中、西部地區(qū)GDP與產業(yè)結構升級正相關，三次產業(yè)就業(yè)總人數與產業(yè)結構升級負相關；同時，由于全社會固定資本存量的時滯性，其對產業(yè)結構升級的作用效果仍然不明顯。IFDI的回歸分析結果顯示：東部外商直接投資系數為0.200612，且在1%水平上顯著為正，說明在東部外商直接投資規(guī)模的擴大有利于推動該地區(qū)的產業(yè)結構升級；中、西部外商直接投資系數均不顯著。OFDI的回歸分析結果顯示：東、中、西部的系數分別是0.120 662,0.020 173,0.065 464，除中部地區(qū)系數不顯著以外，東、西部均在1%水平上顯著為正。這表明在東、中、西部對外直接投資均有利于促進產業(yè)結構升級，但是這一作用卻呈現出區(qū)域性差異，即中部作用最微弱，東部高于西部。東、中、西部IFDI與OFDI的交互變量回歸系數分別是0.012 531,0.000 505,0.012 447，除西部在10%水平上顯著外，東、中部系數均不顯著，即雖然東、中、西部雙向FDI的交互效應均促進了本地區(qū)產業(yè)結構的升級，但東、中部IFDI與OFDI交互效應并不明顯。

表5 東、中、西部地區(qū)技術進步與產業(yè)結構升級

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內為t值

五、研究結論與對策建議

(一)研究結論

1.雙向FDI技術溢出對技術進步的影響。總體上，中國IFDI技術溢出和OFDI技術溢出均顯著促進了國內技術進步，且二者存在互補關系，但是這一效應很微弱，表明我國IFDI與OFDI的協調發(fā)展有待進一步提升。分區(qū)域來看，東部IFDI技術溢出、OFDI技術溢出以及二者的交互效應均顯著促進了技術進步；但在中西部，僅有OFDI技術溢出促進了技術進步，IFDI技術溢出以及二者的交互效應均未能促進地區(qū)技術進步。

2.技術進步對產業(yè)結構升級的影響?？傮w上，技術進步與產業(yè)結構升級顯著正相關，技術進步能夠促進產業(yè)結構升級；分區(qū)域進行回歸分析時，發(fā)現這一結論僅在東部成立。

3.雙向FDI技術溢出對產業(yè)結構升級的影響。綜上可知，從總體上看，中國OFDI技術溢出和IFDI技術溢出通過促進國內技術進步有效推動了本國產業(yè)結構升級，但二者交互效應對國內技術進步影響不顯著，未能對產業(yè)結構升級形成有效推動作用；分區(qū)域來看，此效應僅在東部存在，在中、西部并不明顯。

(二)政策建議

1.促進OFDI與IFDI互補效應。依據本文的實證分析結論，中國OFDI和IFDI技術溢出的交互效應未能促進國內產業(yè)結構升級，OFDI與IFDI在行業(yè)布局、區(qū)位選擇、政策等方面未能協調一致。因此，中國必須重視并引導雙向 FDI 流動的合理布局，加快引資模式從過去“注重引進規(guī)模，限制資本流出”向“注重引進質量，鼓勵資本流出”轉型。

2.制定差異化區(qū)域產業(yè)政策。我國各地區(qū)在經濟發(fā)展水平、基礎設施建設水平、研發(fā)投入等方面存在著明顯的差異，導致東、西、中部地區(qū)雙向FDI及其技術溢出、相關因素對產業(yè)結構升級作用效果呈現出差異性。因此，現階段我國各地區(qū)應依托本地要素資源優(yōu)勢，制定和實施符合自身經濟發(fā)展的外商投資政策與技術吸收消化政策等產業(yè)政策，有效推動產業(yè)結構升級。