第30卷第7期统计研究Vol. 30, 2013年7月Statistical Research Jul. 2013 外商直接投资、产业关联与技术外溢*陈德湖马平平内容提要:本文利用1999-2007年170多万家制造业企业数据，从企业异质性视角，研究了FDI通过水平关联和垂直关联等渠道对内资企业的技术溢出效应。本文的研究不仅回答了我国制造业企业是否存在FDI技术外溢，而且还深入研究了技术外溢效应是如何发生的o研究结果表明:①从总体上看，外资企业主要通过前后向关联效应促进本地企业生产率的提高，在行业内，存在市场挤出效应。②与私营企业相比，外资并没有通过水平或垂直关联对国有企业产生正的技术外溢效应。内外资企业之间技术差距越小，越有利于FDI技术外溢的产生。③外资的异质性会影响FDI技术外溢的效果，出口型FDI对内资企业存在显著的水平挤出效应，外资控制权越高，技术外溢的效应越弱。关键词:外商直接投资;水平关联;垂直关联;技术外溢中圈分类号:文献标识码:A文章编号:1002-4565(2013)07 -0055 -09 Foreign Direct Investment、IndustryLinkages and Technology Spillovers Chen Dehu & Ma Pingping Abstract: From the perspective of firm heterogeneity, this paper uses about 1. 7 million firm-level panel data to test technology spillovers of foreign direct investment (FDI) to domestic firms by the horizontal and vertical linkages in the Chinese manufacturing industlγbetween 1999 and 2007. This paper not only focuses on the question of whether or not FDI generates technology spillovers to domestic firms, but also explores what influence the existence of spillovers. Our findings can be summarized as follows: (1) From an overall point of view, FDI has generated positive productivity spillovers to domestic firms via backward linkages as well as forward linkages, but we find negative horizontal externalities. (2) In contrast to private firms, the evidence that zero or negative horizontal and vertical externalities is found on state-owned firms. The smaller of technology gap between foreign firms and domestic one8, it is more beneficial for FDI to generate technology spillovers. (3) The heterogeneity of FDI al80 influences the technology spillovers effects. Horizontal crowding›out effects from export-oriented FDI are significant. FDI with higher foreign control right would generate weaker spillover externalitie8. Key words: Foreign Direct Investment; Horizontal Linkages; Vertical Linkages; Technology Spillovers 用很小的成本来借鉴和利用跨国公司的特别资产，一、引言从而提高自身生产率，这时便产生正外部性，即技术近30年来，以跨国公司为载体的外商直接技资外溢效应。( FDI)跨边界流动已成为经济全球化的重要特征。从现有文献来看，FDI技术外溢的渠道可以分内生经济增长理论认为，跨国公司是企业间技术转为两类:水平外溢(行业内)与垂直外隘(行业间)。移的主要源泉。跨国公司具有高级技术、知识和管早期的研究主要集中在FDI行业内的技术外溢上，理能力等特别资产(firm-specificassets) ，其中某些忽视了跨国公司与本地企业可能存在的关联效应。特别资产具有公共品的属性(Rodriguez-Clare，1996) 近年来，利用企业微观数据的实证研究表明，技术外[ 1 ]。跨国公司一旦进入东道国市场，便无法避免自身特别资产向东道国的其他企业外溢。公共品的*本文获2010年国家社会科学基金青年项目"发展中国家工外部性、非排他性与非竞争性，决定了当地企业可以业化理论与政策研究"(10CJL039)资助。
.56. 统计研究2013年7月溢通常发生在行业间，行业内外溢并不存在甚至是外溢(ForwardSpillovers) ，后两种外溢类型又属于垂负效应。Kugler(2006) [2]认为，跨国公司与行业内直外溢(Vertical Spillovers)。本地企业的竞争关系促使其出于自身利益考虑，会1.水平外溢。通常是指FDI在行业内的溢出效阻止先进技术向本地同行企业转移和扩散。而上下应。一般而言，外资企业的进入会通过以下途径为本游企业和跨国公司之间并不存在直接的竞争关系，地企业提供技术外部'性:示范与模仿、出口效应、人员通过产品供应链建立起的前后关联效应促使本地企流动和竞争效应等(Crespo& Fontoura, 2∞7)[6]O然业与跨国公司之间更紧密地联系在一起，更能激励而，近年来利用企业微观数据的经验研究发现，FDI跨国公司向本地企业提供相关技术，促进本地企业对同行业企业的生产率并没有促进作用，甚至有负向生产率的提高。作用，尤其是对发展中国家或转型国家(Hale& 目前，从产业关联角度研究我国FDI技术外溢Long ,2011) [7] ，主要原因在于:首先，外资企业出于自的文献主要集中在行业层面的研究上(邱斌等，身利益考虑，会通过各种措施阻止先进技术向本地竞2008) [3] ，所得结论不尽相同，基于行业数据的研究争对于转移，例如通过专利形式保护自身无形资产或由于忽视企业的个体异质性、存在加总偏误以及模技术向外扩散与转移，提高员工工资避免员工流向本型的内生性等问题受到质疑。近年来随着企业微观地企业等。其次，某些外溢渠道本身是无效的。外资数据可得性增加，也有少数学者从微观层面进行研的进入虽然能加剧本士市场的竞争，促使本地企业有究。Xu& Sheng(2011) [4]利用2000-2003年我国效利用资源，但是外资进入同样也会通过"市场偷制造业企业的数据研究发现，FDI对本土企业产生窃"效应挤占本地企业的市场份额，迫使本地企业降正的前向外溢效应，在控制了企业市场势力后发现低产出水平，损害了本地企业生产率的提高(Aitkent FDI对本地企业存在负的水平外溢和后向外溢效& Harrison,1999) [8]。最后，反向外溢效应。对于发应;Du(2012)[5]等利用大规模面板微观数据研究发展中国家而言，外资企业相比本地企业有很大的竞争现FDI存在正的前后向关联效应，但并没有发现水优势，外资企业可以通过高薪吸引本地企业的高素质平外溢效应。员工，形成负的外溢效应。上述研究对我国是否存在FDI的水平和垂直外2.垂直外溢。与水平外溢不同，外资企业更可溢提供了经验证据，但也存在两个明显的问题:第一，能向上游供应商(后向外溢)和下游客户(前向外来自外资企业的技术外溢不会自动发生，上述文献过溢)提供技术支持，从而形成正的外溢。垂直外谧多地关注FDI是否存在正外部性。事实上，对于决策也有多种渠道:一是外资企业对产品质量和准时交者来说，不仅仅考虑是否存在技术外溢，更为关心的货等高要求激励本地供应企业提高生产效率。二是是通过什么方式提升FDI技术外溢的正外部性。第外资的进入加大了对中间产品的需求，促使本地企二，在技术溢出效果上，多数研究把外资看成同质的业更好地利用规模经济，也可以吸引新的企业进入资本流，忽视了FDI因外资企业进入模式与生产技术产品市场，促进竞争，提高生产率。三是本地企业获的不同而可能存在的异质性。本文利用1999-2007 得上游外资企业提供的高质量产品和设备而获益。年170多万家制造业企业样本数据做了以下两个方作为产品和设备的供应商，外资企业一般会为本地面的拓展:①在研究视角上，从企业吸收能力、所有制企业提供各种售后技术支持和培训，因此更有可能结构和外资异质性等方面分析对技术外溢的影响;产生技术的正外部性。最后，垂直技术外溢也可能②在计量方法上，利用半参数(LP)法消除企业技人通过人员流动、示范和模仿效应等途径产生。要素的内生性，进→步利用稳健的面板回归方法消除3.影响FDI技术外溢的因素。国内外学者关外溢变量可能存在的联立性偏误问题。于FDI技术外溢的经验研究结果存在不一致性，表明FDI与本土企业的生产率之间并不存在统一或标二、理论机理准的联系。东道国的引进外资政策、禀赋差异、区位从产业关联的视角来看，FDI一般通过三种渠优势以及本地企业的异质性都会影响到FDI技术外道影响本地企业的生产率:水平外溢(Horizontal 溢效应。就我国而言，也存在特殊的因素影响到技Spillovers)、后向外溢(BackwardSpillovers)与前向术外溢:①劳动力市场相对自由性。改革开放后，随
.57 . 第30卷第7期陈德湖马平平:外商直接投资、产业关联与技术外滥着经济市场化的推进，政府逐步废止劳动的终身雇素生产率;然后利用全要素生产率作为被解释变量，佣制度以及降低城乡地区人员流动的障碍等一系列外溢变量和其他控制变量作为解释变量进一步做回措施，建立起了相对自由的劳动力市场。外资企业归分析。和私营企业等的大量出现，终止了国有企业占绝对企业决策者一般会根据其预期调整生产要素的垄断地位的市场局面。具有管理经验或高级技术的投入组合，因而要素的投入水平通常与影响企业生产企业员工可以自由地从外企向其他企业流动或成立率的异质性冲击相关(包含在随机干扰项内)。所新企业，促进了技术外溢的发生。②本土企业与外以，劳动力、资本等企业投入要素是内生的，OLS估计企具有较高的关联效应。本土企业经过30多年的出来的结果会产生偏误。Olley& Parke ( 1996, OP 快速发展，产品质量稳步提高，为减少跨国运输成法)[9]提出了基于半参数的生产率估计方法，该方法本，外资企业更愿意从本地上游企业购买中间品，这假定企业投资是生产率的单调函数，利用企业的当期为技术的垂直外溢提供了条件。③适度的竞争。外投资作为不可观测生产率冲击的代理变量，从而克服资的进入加剧了市场的竞争，促进了本土企业生产了模型的内生性问题。然而，利用OP方法，数据中效率和经营绩效的提升。同时，对于大多数行业而大量投资为O的个体不能参与估计，会丢失大量样本言，市场竞争程度并不过高，本土企业不至于因激烈信息。为此，在实际研究中，我们采取Levinsohn& 的竞争而大规模地退出市场。另一方面，国内市场Petrin (2003 , LP法)口。]提出的"增加值法该方法利得到充分发展，大多数本土企业也可以找到自己的用中间投入作为企业生产率的代理变量。进一步考细分市场。虑到不同行业投入要素的价格以及生产技术可能存就我国本土企业而言，也存在一些不利因素影在的差异性，本文估计企业全要素生产率时，采取分响到FDI的技术外溢:①过低的吸引能力。一些企行业估计，最后我们得到如下生产率方程:业由于缺乏研发活动或高素质员工，致使其吸收能lnTFPij = ln V-aJlnLij -a;lnK( 1 ) ij ij 力过低，以至于外资的出现并没有对这些企业产生其中V，L、K分别表示企业的工业增加值①、劳相应的技术外溢效应。②外溢的范围有限。大量的动力和资本投入;4、αf分别表示第j个行业用LP研究表明，地理距离是影响技术外溢的重要因素;地方法估计出来的劳动力和资本投入的弹性系数。方性贸易壁垒阻碍了FDI跨区域的技术外溢。而我最后，本文设定如下基本模型:国的外资分布相对不平衡，全国约有80%的外资分lnTFPij=α+αlHFDljt+αßFDljt +αFFD1,t 。3jt 布在东部沿海省份，位于内陆地区的本土企业由于+β'x +α+α+ 8(2)，+αj' rt i川地方性贸易壁垒和地理距离等因素的影响，很难从其中riJ、和t分别表示企业、行业、地区和时东部沿海地区的FDI中获益。③短期的学习成本。间;HFDI、BFDIFFDI、代表相关外溢指标x，是一组本土企业要从FDI技术外溢中获益，必须付出相应控制变量，αs是时间虚拟变量，α是行业×时间交Jt的成本。例如，本土企业要付出更高的工资来吸引互项，是地区×时间交互项，8ijrt是随机干扰项。α"外资企业的员工;本土企业要进行额外的投资以提(二)变量设定高其产品质量和标准来成为外资企业合格的中间品借荐Javorick( 2004 )的研究，本文设定三个行供应商。因此从短期来看，FDI技术外溢效应也是业层面指标来衡量FDI溢出效应。负的。用水平关联指标HFDljt衡量行业j在时间t外综上所述，FDI技术溢出渠道和溢出大小取决资的参与程度，具体计算是:于多种不同的因素，因此，在研究过程中，应当尽可HFDljt ( = FSX凡)/(LYit)(3) it L 能全面地考虑到以上因素。ιεεJ 三、模型、变量与数据① 部分学者采用销售额作为企业的产出来计算全要素生产率，我们认为，利用销售额作为被解释变量测算出的TFP存在偏误。(一)计量模型因为销售额易受产品库存的影响而改变，而根据定义，TFP是企业产为检验外资的进入是否产生了水平和垂直的技出扣除投入要素后的剩余，因此库存变化直接影响销售额会传递给术外溢，一般采用两步估计法，首先估计企业的全要TFP，导致TFP测算存在偏误。
.58. 统计研究2013年7月该指标是用外资企业的产出Y，作为权重，其国工业企业数据库，该数据库涵盖了全部国有企业以i中，FSιt代表外资对企业的股权参与比例。式(3)及年主营业务收入5∞万元以上的非国有工业企业。表明企业的外资份额越高，产出越多，则行业内外资该数据库所有企业的年产出约占我国工业总产值的参与程度越高。本文利用该指标来描述FDI通过竞佣%(Brandt, Biesebroeck & Zhang, 2012 ) [11] ，因此具有争和模仿产生的行业内技术溢出效应。很强的代表性。本文选择制造业企业为研究对象(二用后向关联指标BFDlj，衡量本地供应企业与位数行业代码:13-43)。下游外资企业之间的联系程度。由于无法获得样本在数据的处理上，本文主要做了三个方面的调整:企业中间品技人的详细记录，本文利用技入产出表第一，参照李玉红、王蜡和郑玉散(2∞8)[口]的方法，删中的直接消耗系数来计算该项指标:除了数据库中不符合基本逻辑关系的错误记录;第二，BFDlj, =立αjkHFD1k'(4) 为了消除奇异值的影响，我们剔除了TFP上下1%分位值以外的样本;第三，为了获得投入产出表的直接消耗其中，αjk为直接消耗系数，也称投入系数，指在系数变量，对行业的分类进行了调整。技入产出表的生产经营过程中第k行业的单位总产出中直接消耗行业分类与现行的国民经济行业分类不同，投入产出第j行业产品的价值量。BFDlj，代表除i行业以外的表一般采用产品部门分类。本文借鉴Brandt、所有其他行业中的外资企业对i行业产品的有效需Biesebroeck & Zhang (2012)的分类方法，按照2∞9年求量，因此利用该指标可以反映下游FDI对本士企投入产出表的行业分类标准，统一了各年份行业的统业的后向外溢效应。计口径②。FFDlj，是前向关联指标，是行业j的所有投入品经过数据处理后，本文构建的样本数据包括由上游行业m中外资企业所提供的份额，用来衡量512735个企业为截面单元，时间跨度为1999-2007 外资企业通过提供产品对下游行业本地企业生产效年之间的非平衡面板数据，共计1718402个观测值，率的影响。由于只有在国内市场销售的中间品才与其中内资企业约占%。企业的产出Y用工业本研究相关，外资企业生产的用于出口的产品X，应i总产值来度量，并用各地区工业品出厂价格指数进当从前向联系指标中剔除。因此，前向关联指标为:行平减;劳动力投入L用从业人员年平均数表示;资FFDljz=jpm[[主FS，x(瓦-X，)]/[主(瓦-Xiii，)]](5) 本K用固定资产净值来衡量，并用各地区的固定资其中，8表示行业从上游m行业中获得的投jmJ产投资价格指数进行平减;中间技入M用各地区工入占其总产出的比重，该系数同样来自于投入产出业品出厂价格指数进行平减。价格平减指数来自于表中的直接消耗系数。由于HFDlj，变量己包含行相应年份的《中国统计年鉴》。业内的关联效应，为了避免重复，因此在计算变量表1是用式(3)-(5)计算出的FDI技术外溢BFDι和FFDι时，供应给同一行业j的中间品指标统计情况，其中直接消耗系数来源于{2002年被剔除。中国技入产出表》③。本文计算的各类外溢指标与为区分企业技术进步是由FDI外溢引起的，还邱斌、杨帅和辛培江(2008)利用行业数据计算的指是由其他影响技术进步的因素导致的，模型中还应标相似。从表中可以看出，各类指标在大多数年份加入相关控制变量。根据现有文献的研究，本文设里都有显著的增加，前向关联指标均值较小，这说明定控制变量X主要包括:①企业经营年限变量Age，外资企业进入我国后，其产品主要以出口为主，因而用当年年份减去企业开业年份来表示;②企业规模变量Scale，用从业人员年平均数的对数来表示;③行业集中度变量CR8，用行业内最大8个企业产值① 部分行业的企业总数少于8个，参考Lin等(2棚)的做法，设定CR8 =1，表示该行业处于完全竞争状态。此外我们也采用赫芬达尔占该行业总产值的比重来表示，即CRRt=ZJYJL( Herfindahl)指数来测算行业的集中度，本文的回归结果保持稳健。② 共划分为71个行业，具体分类方法参照:http://www. econ. ①。行业集中度指标用来衡量行业市场竞争强度，该指kuleuven. be/ public/ n07057/China. 标越大，表示竞争强度越小。③ 我国的技入产出表每5年编制一次，我们也采用了2007年{三)数据来源投入产出表的直接消耗系数，从行业关联指标的估算结果来看，二本文的数据来自于国家统计局1朔-21∞7年间中者之间的差异很小。
59 . 第30卷第7期陈德湖马平平:外商直接投资、产业关联与技术外溢与本地企业的前向关联效应较小。三个指标的标准同)，而劳动生产率平均高出约189毛。从生产率的差较大，说明在不同行业，外资的关联效应存在很大差别来看，外资企业较高的生产率为其技术外溢与的差别，这些差异也为本文识别FDI技术外溢的不扩散提供了前提条件。②外资企业相对于内资企业的优势随着时间的推移逐渐变小，特别是内、外资企同渠道提供了良好的数据基础。表1行业关联指标统计性描述业之间的生产率差别呈显著的缩小之势，说明我国企业自身技术水平不断提高，这是否也意味着内资水平关联指标后向关联指标前向关联指标行业年份数量均值标准差均值标准差均值标准差企业从外资企业的技术外溢中获益呢?1999 71 O. 132 O. 170 (二)产业关联与FDI技术外溢2000 71 1.模型估计方法。2001 71 O. 148 O. 188 由于外资企业本身具有较高的生产率(如表22002 71 O. 150 O. 187 2003 71 O. 158 O. 195 所示)，如果模型中包括外资企业，可能会高估FDI2004 71 O. 124 O. 183 O. 213 的技术溢出效应，因此本文选择内资企业子样本进2005 71 O. 186 2006 71 O. 124 O. 188 行估计。对于式(2)的估计，存在两个方面的计量2007 71 O. 184 问题:一是联立性偏误(Simultaneitybias)。虽然我们利用LP方法估计企业的全要素生产率，控制了四、计量结果分析投入要素的内生性问题，然而外资通常会选择生产{一)FDI技术外溢的条件率较高的行业或地区;为了确保高质量的中间投入，作为预检验，本文首先采取式(6)对内外资企外资一般倾向于选择生产率较高的本土企业作为中业之间的重要特征进行分析，以比较内、外资企业间间投入的供应商;内外资企业之间的技术差距，也会可能存在的差异，分析外资企业相对内资企业的优使得技术水平较高的本土企业购买外资企业的产势，确定外资企业技术外溢的条件:品。因此，忽视这些因素，也会导致FDI技术外溢参数存在偏差，导致联立性偏误。为了减轻联立性偏lnS=α。+βIFDι+β2Scaleι+α:j+α，+8(6) ii 误，参照Blalock& Ge时ler(2008)[13]的做法，本文首其中Si是指企业i的产出、人均资产、人均工资、劳动生产率和全要素生产率等特征变量，FDi是先采取面板固定效应估计方法消除随时间不变的因虚拟变量(0代表内资企业，1代表外资企业)，β1是素①，进一步在模型中加入时间虚拟变量矶、行业我们关注的系数，表示内外资企业在上述特征变量×时间交互项αJ'和地区×时间交互项α"控制随时上的差异，Scale是以对数员工数表示的企业规模间变化的因素。二是聚类效应(Cluster effect)。本i变量。同时模型中加入了两位数行业(αj)和省份文的样本取自于微观企业，但模型中的一些解释变(α， )虚拟变量。每年回归的结果如表2所示。量是行业层面的加总变量(如外溢指标)0 Moulton (1990) [14]指出，利用加总变量来解释微观单元的经从表2中可以看出，内、外资企业存在显著差别:①相对于内资企业，外资企业在产出、人均资本、济行为，OLS的回归结果会低估加总变量的标准误、人均工资与生产率等方面占有优势，例如，以2007夸大系数的显著性。偏误的程度取决于群组的大年为例，外资企业的全要素生产率要比内资企业平小，随机干扰项的组间相关性以及解释变量的组间均高出约%(= 100 x [exp() -1J，下相关性。因此，本文参照Javorick(2004 )的做法，回表2分年度外资企业与内资企业的企业差异(β1系数)企业特征变量1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 工业总产值 。.257。.214。.206O. 165 人均资本 人均工资 。.213劳动生产率 O. 196 O. 166 全要素生产率O. 380 O. 175 O. 139 O. 102 注:所有系数均在1%的显著性水平上统计显著。① Hausman检验的结果表明应选择固定效应模型(FE)。
.60. 统计研究2013年7月归中采用稳健性聚类选项(在行业x时间层面上进术进步(Geroski , 1990 ) [15 J ;另一种观点则认为，企业行聚类)来纠正系数标准误的组间相关性。利用垄断势力可以更容易地获取技术创新的收益，2. FDI的水平与垂直技术外溢。从而激励企业进行创新投资(Cohen& Levinthal, 表3是对内资企业回归的基本结果，其中模型1989) [16J 0本文的估计结果更倾向于第二种观点。(1)-(3)是逐步加入外溢指标后的回归结果，从回行业集中度变量CR8的系数为，在1%的显归的结果来看，在逐步加入各外溢指标后，各变量的著性水平下显著，说明行业集中度越高，企业的技术回归系数基本稳定，因而本文选定的各外溢指标不存水平越高，市场竞争不利于企业技术水平的提升。在严重的多重共线性问题①。模型(3)的回归结果表所有制结构是影响FDI技术外溢的重要因素，明，在控制了企业经营年限、规模与行业集中度等变不少学者对此作了深入的研究，然而结论却不尽相量后，水平关联变量的系数是负的，且在10%的显著同。表3中模型(4)和模型(5)是分别对国有企业性水平上显著，说明FDI在行业内对本地企业的生产和非国有企业子样本的回归结果。i我们发现，FDI率增长起到负向抑制作用。FDI挤占了本地企业的对国有企业和非国有企业的外谧效应有很大的差市场份额，迫使本地企业降低产出水平，阻碍了本地别，国有企业的前后向关联指标的系数均为负，其中企业生产率的提高。而垂直外溢变量的系数显著为前向关联指标甚至在5%的显著性水平下显著为正，说明通过产品供应链建立起的前后关联效应促使负。主要原因可能来自于两个方面:一是，国有企业本地企业与外资企业紧密地联系在一起，能显著促进在资本和技术方面的优势很大程度上被其内部固有本地企业生产率的提高。这些结果与国外学者基于的体制方面的负面因素所抵消，导致国有企业缺乏发展中国家或转型经济体的研究结果一致。学习和创新的动力。如全要素生产率的核密度图图表3中模型(3)还表明，变量Age的系数为1所示，与私营企业相比，国有企业效率偏低，外资 ，在1%的显著性水平下显著，这说明经营企业和国有企业之间技术差距偏大，使得国有企业时间越长的企业相对于新成立企业的生产率水平较对外资先进技术的吸收能力偏低;二是，经过多年的低。企业规模变量Scale的系数为，且在1%改革，虽然国有经济仍是我国经济的主体力量，但其的显著性水平下显著，说明企业规模越大，企业的生比重却在不断下降。根据我们的统计，在整个样本产率水平越高。关于市场竞争对企业技术进步的影期间内，国有企业总产出占工业总产出的比重由响，目前存在两种不同的观点:一种观点认为市场竞1999年的%下降到2007年的%。私营企争有利于企业提高资源配置效率、促进企业改进生业，尤其是多种形式的外资企业，挤占了国有企业的产工艺、使用更先进的生产技术，从而促进企业的技市场份额，因此，外资的进入打破了国有企业的市场表3FDI的水平与垂直外溢LnFDI (2) (3) (4) (5) (6) (1) Constant 4. 275 () () 川()叫() () () Age "’(0. 001) ..气) () ( ) 叫() ( ) Scale ( ) () () o. 775 () () 川()CR8 () O. 193 ( ) O. 193 () "(0. 063) 川()O. 198 () HFDI "() "() ’ () "() 忡()-O. 231 ’ (0. 130) FFDI ( ) '叮)-1. 573啡'() '叮) () BFDI "(0. 270) 一()1. 524 ’’’(0 .282) "( ) Cap * HFDI 自"( ) Cap * FFDI -O. 429’ (0. 229) Cap * BFDI ( 1. 342) Hausman FE FE FE FE FE FE 2 N 1347831 1347831 1347831 137259 1210572 1347831 注:括号内是经过行业×年份层面聚类调整后的标准误;模型中包括时间虚拟变量矶、行业×时间虚拟变量αρ和地区×时间虚拟变量问; Hausman检验结果表明，应选择固定效应模型(FE);…、"和.分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上统计显著。① 所有解释变量的Spearman相关系数均小于
. 61 第30卷第7期陈德湖马平平:外商直接投资、产业关联与技术外溢垄断地位，FDI对国有企业存在显著的挤出效应。全球竞争的需要，此类企业对中间投入有严格的质量5 要求，因此出口型外资一般是从其母公司或其他国家的子公司购买原材料。其次，出口型外资的产品主要4~---------------------1~--------------一--一国有企业面向国外市场，产品质量较高，技术较为复杂，这也阻一一一私营企业3~-----------------一斗___l--__白白--四"咽--一-----碍了FDI技术向外转移与扩散。因而出口型外资与本地企业的关联效应有限。表4FDI市场导向型与技术外溢出口/销售= <出口/销售出口/销售LnFDI < < = > 。Constant ... ... -5 。10 15 () () () 圈1国有与私营企业的全要素生产率核密度圄 ..翻Age () () () 国内外学者的研究表明企业吸收能力是FDI技 ..事Scale () () () 术外溢的重要决定因素。通常衡量企业吸收能力可CR8 O. ... ..事 以用研发投入、人力资本和技术差距等等指标，考虑() () () ... HFDI ’" ... 到数据的可得性，这里我们利用内外资企业的技术() () () 差距来衡量内资企业的吸收能力，因为技术差距变FFDI ... () ( ) () 量既能衡量内资企业的技术吸收空间，也能衡量技BFDI " .. 术吸收能力的大小。本文则采用内外资企业之间无() () () 2 形资产的差距来测算技术差距:N 1347831 1347831 1347831 Gap ijt = I intang ij/ assets ijt -L ~ intangk j/ L ~ωsetsI (7) kjt 注:括号内是经过行业x年份层面聚类调整后的标准误;模型中包括时间虚拟变量叫、行业×时间虚拟变量ajt和地区×时间虚其中，intang和αssets分别是企业的无形资产和拟变量αrt; Hausman检验结果表明，应选择固定效应模型(FE);'总资产，Gapijt反应了内资企业与行业j内的外资企和"分别表示在1%和5%的显著性水平上统计显著。业(k = 1，2，…，F)的技术相似程度。在模型中我们4. FDI进入模式与技术外溢。引人技术差距与关联指标的交互项来研究技术差距FDI可以通过合资、合作或独资等多种形式进对外溢渠道的影响。从表3中模型(6)的回归结果可入东道国市场。理论研究表明，外资控制权是决定以看出，三个交互项的系数均显著为负值，这说明内、技术外溢的重要因素。外资与本地企业建立合资子外资企业间技术差距越小越有利于FDI的技术外溢。公司有利于熟悉本土市场的相关知识，但同时也增3. FDI市场导向型与技术外溢。加了自身技术向外扩散的风险。因此，外资一般不为了检验FDI在不同市场导向下技术外溢的差会把先进的技术转移给其合资子公司。与此相反，别，我们按照出口销售比将外资分为三类:①出口销拥有绝对控制权的外资企业可以更好地保护其无形售比小于20%的外资定义为国内市场型FDI;②出口资产，更有利于获得母公司转移的高端技术。至于销售比在20%-80%之间的外资定义为无导向型垂直关联效应，多数研究表明，外商合资企业更可能FDI;③出口销售比大于809毛的外资定义为出口型从本地企业采购中间投入，独资企业更多地依赖于FDI。利用式(3)-(5)重新计算三类FDI的行业关进口中间投入(J avorick ,2004 )。为了检验外资控制联指标，回归结果如表4所示。从回归结果来看，国权对国内企业技术外溢的效果，我们按照股权参与内市场型FDI的水平外溢变量显著为正，而出口型程度将外资分为三类:①外资股权参与型:< = FDI的水平外溢变量显著为负，说明出口型FDI对国FS < ，其中而是指外资对企业的股权参与比内企业存在显著的挤出效应;至于前向与后向关联外例①;②外资控制型:< = FS < 1 ;③外资独资型:溢，各种类型的FDI均发现有显著正的技术外溢效FS = 1。利用式(3)-(5)重新计算三种类型外资的应，然而，随着出口销售比的增加，垂直外溢效应逐渐减弱。产生这一差异的主要原因在于，出口型外资通① 按照我国《中外合资经营企业法》的规定，外资达到25%及常是其母公司参与全球生产网络的一部分，为了适应以上的企业为中外合资企业。
.62. 统计研究2013年7月行业关联指标，回归结果如表5所示。万家制造业企业样本数据，并运用投入产出表构建前表5外资控制权与技术外溢向和后向关联指标，从企业异质性视角，考察了FDILnFDI O. 25 < = FS < O. 5 。.5=< FS < 1 FS = = 1 对我国本土企业的技术外溢渠道及其效应。从总体Constant " 上看，外资企业主要通过前后向关联效应促进本地企() () () 业生产率的提高，在行业内，存在市场挤出效应。进Age ". ’" ’" () () () 一步从技术需求和技术供应两方面研究了企业异质。.559.., .., .., Scale () () () 性如何影响FDI技术外溢的效果，研究发现内资企业 .., .., CR8 O. 164 所有制结构、技术吸引能力以及外资特征等因素对技() () () HFDI 。. ..事.. .. 术外溢均存在不同的影响。() () () FFDI O. 703件事基于实证结果，本文提出以下建议:第一，进一步 .. () () () 加强内外资企业间的产业关联效应，促进行业内的技BFDI .. 1. 186" ’ ( ) () () 术溢出。本文的研究发现，内外资企业的技术水平呈R’ 现收敛之势，主要原因是前后向关联效应是FDI技术N 1347831 1347831 1347831 注:括号内是经过行业×年份层面聚类调整后的标准误;模型中外溢的主要渠道。因此从政策角度来看，一方面，提包括时间虚拟变量矶、行业×时间虚拟变量C1jt和地区x时间虚拟变高本土企业的产业配套能力，完善产业链生产的配套量四rt;Hausman检验结果表明，应选择固定效应模型(FE);川、"和·分别表示在1%，5%和10%的显著性水平上统计显著。体系，提升自身在国际产业分工中的地位;另一方面，从表5中可以看出，三类外资在技术外溢效果上引导FDI流向产业关联度高的领域，充分发挥外资在存在显著差异。无论是从水平外溢还是垂直外滋角我国产业结构升级中的作用。第二，不断提升本士企度，外资以独资形式进入我国，对内资企业均存在挤业对技术的消化吸收能力，建立以企业为主体的技术出效应。外资的绝对控制权不仅强化了对企业技术创新机制。以"市场换技术"政策能否有效，取决于的控制力，减少了外资的技术外谧效应，限制了本士本地企业对先进技术的吸收能力，因此，鼓励有条件企业获取国际先进技术，而且外商独资企业通过构筑的企业加大研发投入以及提升人力资本水平，引入政独立的生产与研发体系可能在某些领域形成一定程府支持项目，促进企业、研发机构与高等院校之间建度的垄断倾向，这种倾向对本土企业形成很大的竞争立产学研体系以提高其技术水平与吸收能力。第三，压力，甚至会危及国内某些企业的生存。从横向比较增强引资的自主性选择，通过正确的引资方式确保技来看，随着外资控制权的增加，溢出效果逐渐减弱，这术的先进性。本文的研究表明，出口型外资与本地企进一步说明，技术复杂程度不同，导致外资的技术溢业的关联效应有限，外资控制权越高，技术外溢的效出扩散效应不一样，股权参与型外资的技术与本地合应越弱。因此，在引资的过程中，不可盲目地追求作伙伴吸收能力的紧密结合更有利于技术的快速转FDI的数量，更要注重FDI的质量。移与扩散。近年来，外商直接投资的"独资化"现象参考文献加剧，除新设外商独资企业比例大幅度提高外，通过[ 1 J Rodriguez-C1are, A. Multinationals, Linkages, and Economic 收购和兼并方式直接或间接实现绝对控股，正在成为Development[JJ. American Economic Review, 1996,86(4) :852 -873. 外资进入我国的新动向，外商独资企业比重从1999[ 2 J Kug1er, M. Spillovers from Foreign Direct Investment: Within or 年的约40%增加到2007年的61fJ毛左右，而其他外资Between Industries [ J J. Journal of Development Economics, 2006, 企业的比重均有小幅下降。因此，从技术外溢效果上80(2): 444 -477. 来看，决策者必须积极采取措施，合理引导和规范外[ 3 J邱斌，杨帅和辛培江.FDI技术溢出渠道与中国制造业生产率增长研究:基于面板数据的分析[J].世界经济，2∞8(5):20 -30 商对华直接投资的"独资化"行为O[ 4 J Xu, X. and Sheng, Y. Productivity Spillovers from Foreign Direct 五、结论与政策建议Investment: Firm Level Evidence from China [ J J. World Development, 2012,40(1) : 62 -74. 随着经济全球化和贸易自由化进程的不断加速，[ 5 J Du, L. , Haπison， A. and Jefferson, G. Testing for Horizontal and 中国正纳入到全球贸易的垂直型分工和全球一体化Vertical Foreign Investment Spillovers in China: 1998 -2007 [ J]. 生产网络体系当中。本文利用1999-2007年170多Journal of Asian Economics, 2012, 23(3) :234 -243.
.63 第30卷第7期陈德湖马平平:外商亘接投资、产业关联与技术外溢[13] Blalock, G. and Gertler, P. J. Welfare Gains from Foreign Direct [ 6 ] Crespo, N. and Fontoura, M. Determinant Factors of FDI Investment Through Technology Transfer to Local Suppliers [ J ]. Spillovers-What Do We Really Know [ J ]. W orld Development, Journal of International Economics, 2008,74 (2) :402 -421. 2007,35(3): 410 -425. [ 14] Moulton, B. R. An Illustration of a Pitfall in Estimating the Effects [ 7 ] Hale, G. and Long, C. Are There Productivity Spillovers from of Aggregate Variables on Micro Units [ J]. Review of Economics Foreign Direct Investment in China [ J]. Pacific Economic Review, and Statistics, 1990,72 (2) : 334 -338. 2011,16(2):135-153. [ 15] Geroski, P. A.. Innovation, Technological Opportunity, and [ 8 ] Aitken, B. J. and A. E. Harrison, Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment? Evidence from Venezuela Market Structure [ J]. Oxford Economic Papers, 1990,42 ( 3 ) : [ J ]. American Economic Review, 1999,89( 3) :605 -618. 586 -602. [ 16] Cohen, W. and Levinthal, D.. Innovation and Learning: Two [ 9 ] Olley, S. and Pakes, A.. The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry [J]. Econometrica, 1996Faces of R&D[J]. Economic Journal, 1989,99(397) :569 -596. , 64( 6) : 1263 -1297. [ 10] Levinsohn, J. and Petrin, A. Estimating Production Functions 作者简介Using Inputs to Control for Unobservables[ J]. Reviews of Economic 陈德湖，男，1976年生，安徽当涂人，现为大连理工大学Studies, 2003, 70(2) :317 -342. 经济系讲师。研究方向为产业经济理论。[ 11] Brandt, L., Biesebroeck, V. J. and Zhang, Y.. Creative 马平平，女，1988年生，山东临沂人，现为大连理工大学Accounting or Creative Destruction? Firm-Ievel Productivity Growth 经济系研究生。研究方向为产业经济理论。in Chinese Manufacturing[ J]. Journal of Development Economics, 2012,97(2) :339 -351. (责任编辑:周晶)[ 12]李玉红，王培和郑玉散.企业演化:中国工业生产率增长的重要途径[J] 经济研究，2008(6):12 -24. 《统计研究>>"统计表版式"要求1.表标题设在表上方，居中，小五号黑体字(包括与表标题并列的表序号和计量单位)。表序号以表左边线为准空两格排列。如有计量单位，以表右边线为准排在两空格左侧。2.表上下为粗线，其他为细线，纵栏之间加分隔(细)线，纵栏标题下加分隔(细)线，总计(或合计)用分隔线加以区别，如元特殊需要其他横行不需加线。3.表注在表下，用六号字字体。4.表中字体为宋体小五号。5.表中统计数字最多为5位数字，如需用6位数字标示，如"100000"，请将其变换为"10"，并改变相应的计量单位;表中统计数字保留小数位须一致，最多带两位小数，在特殊情况下，如整数位为O时，最多可带4位小数。6.表中数字如为年份，请用"1997"，勿用"1997年"或"97"或"97年"。7.按统计表的惯例，表的左右两侧不封口。8.在表标题和栏目标题中，除非符号，不宜用中文以外的文字书写，特别是假设检验和方差分析之类的列表，不宜从统计软件中直接下载生成。表11998 -2002年第三产业主要行业比重变化情况(%) 行业1998 1999 2000 2001 2002 交通运输和仓储业11. 5 11. 3 11. 4 邮电通信业 6. 7 7. 1 批发和零售餐饮业26. 1 金融、保险业 房地产业 5. 7 5. 7 社会服务业 11. 6 12. 1 卫生体育社会福利业2. 7 2. 7 教育文化艺术广电业 合计 注:资料来源:<中国统计年鉴》。
