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摘要：本文基于中国制造业2000-2008年的面板数据，研究了FDI的技术溢出效应，研究结果在总体层面上支撑了FDI的正向技术溢出效应。但是，当通过内外资企业的技术差距大小对该面板数据进行筛选分组后，相应的实证研究发现：当内外资企业技术差距较小时，技术溢出效应为正且大于整体层面时的技术溢出效应；当内外资企业技术差距较大时，不存在明显的技术溢出效应。因此，把生产技术提高到一定层次是我国企业获得理想的技术溢出的先决条件。
关键词：FDI 溢出效应 经济增长 技术差距
一、引言
我国自20世纪70年代末开始吸收外商直接投资（FDI），并于90年代实行了一系列外商投资优惠政策，包括外资企业享有更低的所得税率、更长的免税期、进口关税减免、基础设施建设的补贴等，从而进一步提高了FDI的数量。目前，FDI在中国日益成为投资的重要组成部分，在经济发展中的地位不可忽视。与FDI相关的研究，如FDI的技术溢出效应等已经成为国内研究的重点。
对技术溢出的理论讨论最早可以追溯到20世纪60年代初，自MacDougall（1960）在分析FDI 的一般福利效应时，第一次把技术的溢出效应视为FDI的一个重要现象之后，引起了学术界的普遍关注，国内外学者从理论研究和实证研究的双重角度研究了FDI的技术溢出效应。理论界普遍认为，FDI对东道国经济增长具有促进作用，并且可以分为直接促进作用和间接促进作用。根据新古典增长模型，FDI作为私人投资的一部分，能够弥补东道国的资金短缺，从而直接促进东道国的经济增长。但是，根据资本边际报酬递减的假设，吸收FDI的东道国最终会向该经济体的长期稳态收敛，FDI对东道国企业的经济促进作用不会持久；根据内生增长理论，外商所具有的先进生产技术和管理理念能够产生溢出效应，从而成为促进东道国经济增长的主要因素，并且这种促进作用可能是长久的。对于FDI对东道国经济增长的实证检验却一直难以定论，国内外诸多学者根据具体国家、样本行业的数据进行实证分析，得到不同乃至相反的结果（徐涛，2003；赵伟等，2006；王滨，2010等）。
基于以上背景，本文将利用中国制造业在2000－2008年的面板数据为基础，验证FDI对经济增长的作用方向和作用程度，并通过内外资企业的技术差距将27个行业分为2组，考察技术差距是否会影响FDI的技术溢出效应。
二、模型构建及数据说明
（一）模型构建
我们借鉴Feder（1982）的研究思路，将经济部门分为外资部门和内资部门两部门，每个部门的生产过程可以用一个生产函数表示。在此，本文构建一个能计量外资影响内资部门的生产函数来分析外商直接投资的技术外溢效应是否存在的计量模型。
本文假设外商直接投资对内资部门的技术外溢效应主要是来自外资部门资本投入的增加，也就是外资部门的资本积累将会对内资部门产量的增加发生间接影响。如果外资部门的资本积累促进了内资部门产量的增加，那么外商直接投资对内资部门的技术外溢效应为正；如果外资部门的资本积累抑制了内资部门产量的增加，那么外商直接投资对内资部门的技术外溢效应为负。
以Yd 表示内资部门的总产值， Ld表示内资部门的劳动力数量， Kd表示内资部门的资本存量，α、 β代表劳动力、资本的产出弹性，A代表全要素生产率，两边取对数得，Ρf 表示外资部门的资本存量，那么内资部门的生产函数可以表示为：
Yd=F(Kd，Ld，Kf) （1）
对（1）式进行全微分，得到：
dYd =DK* dKd +DL*dLd +DF *dKf （2）
其中， DK、DL 、 DF表示内资部门中 Kd、Ld 、Kf 边际生产率。
这里假设 Kd、Ld 、Kf 满足不变产出弹性，（2）式两边同除以Yd ，得到：（3）
其中：
据此，建立如下计量模型：
InYd=α0+α1InKd+α2InLd+α3InKf+μ （4）
其中，α0 为截距项，μ 为回归方程误差项。选择对数形式是为了削弱回归过程中可能出现的异方差问题。
若α３ >0，并且在统计意义上显著，则说明外商直接投资对内资工业部门有正向的技术外溢效应；若α３ 从统计上看不显著，则外资对行业内的内资企业没有明显的技术外溢；若 α３<0,而且从统计上看是显著的，则外资不但没有对该行业的内资企业产生明显的溢出效应，反而还抑制了内资企业的技术进步和经济增长。
（二）数据说明
我们选取中国制造业2000-2008年的面板数据为研究样本，这些数据均根据历年《中国统计年鉴》整理、计算得出。变量的构建及数据说明如下陈述。
Yd：用内资制造业部门的“工业总产值”表示。其平减根据工业品出厂价格指数和1995年不变价数据计算得到。
Ｋd：用内资制造业部门的“资产总计”表示，这里用全部国有及规模以上非国有工业企业的“资产总计”减去外资工业部门(即“三资”工业企业)的“资产总计”计算得出。同理，文中所出现的其他有关内资工业部门的变量亦由全部国有及规模以上非国有工业企业的指标与“三资”工业企业的指标之差表示。其平减根据固定资本投资价格指数和1995年不变价数据计算得到。
Ｌd：用内资工业部门的“全部从业人员平均人数”表示。2003年以前并无该指标的数据。根据全员劳动生产率的计算公式：全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数，计算得出全部制造业部门和外资制造业部门的劳动人数，进而得到内资工业部门的劳动人数（张成等，2010）。
Ｋf：采用的是“三资工业企业资产总计”。以往分析中的资本存量多采用固定资产净值年平均余额加上流动资产年平均余额，但这种统计忽视了无形资产。无形资产正是内外资企业的重要差异之一，因此，本文采用“资产总计”，即包括了固定资产、流动资产、无形资产、长期投资等。其平减根据固定资本投资价格指数和1995年不变价数据计算得到。
三、实证结果
我们采用eviews6.0对相关数据按照模型（4）进行回归分析，由于本文中选用的是面板数据，因此需要在随机效应模型和固定效应模型之间作出选择。从定性的角度来说，固定效应模型可能会更为合适，而这一判断也获得了Hauseman检验的支持。同时，为了验证内外资企业的技术差距是否会对FDI的技术溢出效应产生影响，我们重点选取了制造业中的12个行业，并将它们进行了分组：第一组是内外资企业技术差距较小的行业，他们是印刷业和记录媒介的复制、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、医药制造业、食品制造业和饮料制造业6个行业；第二组是内外资企业技术差距较大的行业，则分别是造纸及纸制品业、化学纤维制造业、通用设备制造业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业和交通运输设备制造业6个行业。相应的基于固定效应的回归结果见下表。
FDI技术溢出效应的回归结果
注：＊表示在0.01水平下显著，＊＊表示在0.10水平下显著。
从整体组的回归结果中可以看出，该回归方程的拟合优度以及F值都比较好。从回归得到的各项系数分析，内外资制造业部门资产、劳动力的系数在1%的显著水平上通过检验，在2000－2008年，外商直接投资对我国制造业部门的技术溢出效应为正。从总体上看，外资制造业部门的资产每增加l%，可以带动内资制造业部门的产出增加0.1746%。同时还可以看出，影响内资制造业部门产出的主要因素仍然是内资制造业部门的资本投入，产出弹性为1.3647。值得注意的是，在制造业部门，劳动力投入的加大会对制造业带来负影响，可能是由于我国的劳动力水平普遍偏低，本来已经劳动力需求饱和的内资制造业，若继续增加素质偏低的劳动力，会给总产出带来负面影响。
表中还给出基于内外资企业技术差距分组后的拟合结果。根据回归结果可以看出，第一组和第二组的模型拟合程度较好，修正的拟合优度分别为0.9602和0.9488，并且第一组的F统计量和T统计量均至少在0.01的水平下显著，第二组除了LnKd在0.10的水平下显著以外，其余统计量均在0.01的水平下显著。通过比较可以看出，在内外资技术差距较小行业中，外商直接投资对我国制造业部门的技术溢出效应为正，这些部门的资产每增加l%，可以带动内资制造业部门的产出增加0.3538%；而在内外资技术差距较大的行业中，外商直接投资每增加1%，会减少内资制造业部门的产出0.6532%。这说明，当内外资的技术水平差距相对较小时，内资企业的技术水平和外资企业的技术水平差距不大，也就有能力和基础去学习外资企业的先进技术，从而使得技术溢出为正。但是当内外资的技术水平差距较大时，由于内资企业的技术远远落后于外资企业，不具备一定的基础去消化、吸收外资企业的先进技术水平。这里LnKf前的系数为负，并不表示内资的落后技术被外资企业所学习，而只是说明外资的投入增加，降低了内资落后企业的竞争能力，抢占了内资企业的市场，从而导致内资企业的产出降低。
此外，在第一组中，内资企业加大资本投资带来的产出促进作用远大于第二组，而且，第一组的劳动量投入增加会降低产出，而第二组中，劳动量投入增加能增加产出。这是因为第一组中，这些内资企业的技术水平较高，可能相对于第二组更倾向于资本密集型产业，在生产过程中更需要大量资本的投入，此时增加资本带来的产出促进作用就大于第二组那些技术落后的内资企业；而第一组中劳动力需求已经基本饱和，若继续增加素质水平不高的劳动力数量，会降低企业内部的资源配置效率，自然降低了产出，而在第二组中，这些内资企业的生产技术水平较低，更倾向于劳动密集型产业，所以增加了劳动力投入，就提高了其产出水平。
四、结论
本文基于Feder（1982）构建出相关回归模型的基础上，首先利用我国制造业所有行业的面板数据进行实证，结果表明FDI资本存量每增加l%，可以带动内资制造业部门的产出增加0.1746%，从而表明FDI的技术溢出效应存在且为正。然后利用内外资企业的技术差距为依据，重点选取12个行业并进行了分组，研究结果发现，FDI资本存量对两组的影响方向并不一致，当内外资企业技术差距较小时，技术溢出效应存在且为正；当内外资企业技术差距较大时，该变量前的系数为负。这并不是说明内资的落后技术被外资企业所学习，而只是说明外资的投入增加，降低了内资落后企业的竞争能力，抢占了内资企业的市场，从而导致内资企业的产出降低。因此，我国企业要想获得较好的正向FDI技术溢出效应，必须首先提高对应内资企业的技术水平，减少其与外资企业的技术差距，提高其学习、模仿外资企业先进技术的能力。
参考文献：
[1]MacDougall CXD，A.，1960，“The Benefits and Costs of
Private Investment from Abroad：A Theoretical Approach”，
Economic Record，36．
[2]Feder，G．，1982，“On Exports and Economic Growth”，
Journal of Development Economics，12．
[3]王滨.FDI技术溢出、技术进步与技术效率——基于中国制造业1999～2007年面板数据的经验研究[J].数量经
济技术经济研究，2010(2).
[4]徐涛.引进FDI与中国技术进步[J].世界经济，2003(10).
[5]张成,于同申,郭路.环境规制影响了中国工业的生产率
吗？基于DEA与协整分析的实证检验[J].经济理论与经济管理，2010(3).
[6]赵伟,古广东,何元庆.外向FDI与中国技术进步：机理
分析与尝试性实证[J]管理世界，2006(7).
关键词：FDI 溢出效应 经济增长 技术差距
一、引言
我国自20世纪70年代末开始吸收外商直接投资（FDI），并于90年代实行了一系列外商投资优惠政策，包括外资企业享有更低的所得税率、更长的免税期、进口关税减免、基础设施建设的补贴等，从而进一步提高了FDI的数量。目前，FDI在中国日益成为投资的重要组成部分，在经济发展中的地位不可忽视。与FDI相关的研究，如FDI的技术溢出效应等已经成为国内研究的重点。
对技术溢出的理论讨论最早可以追溯到20世纪60年代初，自MacDougall（1960）在分析FDI 的一般福利效应时，第一次把技术的溢出效应视为FDI的一个重要现象之后，引起了学术界的普遍关注，国内外学者从理论研究和实证研究的双重角度研究了FDI的技术溢出效应。理论界普遍认为，FDI对东道国经济增长具有促进作用，并且可以分为直接促进作用和间接促进作用。根据新古典增长模型，FDI作为私人投资的一部分，能够弥补东道国的资金短缺，从而直接促进东道国的经济增长。但是，根据资本边际报酬递减的假设，吸收FDI的东道国最终会向该经济体的长期稳态收敛，FDI对东道国企业的经济促进作用不会持久；根据内生增长理论，外商所具有的先进生产技术和管理理念能够产生溢出效应，从而成为促进东道国经济增长的主要因素，并且这种促进作用可能是长久的。对于FDI对东道国经济增长的实证检验却一直难以定论，国内外诸多学者根据具体国家、样本行业的数据进行实证分析，得到不同乃至相反的结果（徐涛，2003；赵伟等，2006；王滨，2010等）。
基于以上背景，本文将利用中国制造业在2000－2008年的面板数据为基础，验证FDI对经济增长的作用方向和作用程度，并通过内外资企业的技术差距将27个行业分为2组，考察技术差距是否会影响FDI的技术溢出效应。
二、模型构建及数据说明
（一）模型构建
我们借鉴Feder（1982）的研究思路，将经济部门分为外资部门和内资部门两部门，每个部门的生产过程可以用一个生产函数表示。在此，本文构建一个能计量外资影响内资部门的生产函数来分析外商直接投资的技术外溢效应是否存在的计量模型。
本文假设外商直接投资对内资部门的技术外溢效应主要是来自外资部门资本投入的增加，也就是外资部门的资本积累将会对内资部门产量的增加发生间接影响。如果外资部门的资本积累促进了内资部门产量的增加，那么外商直接投资对内资部门的技术外溢效应为正；如果外资部门的资本积累抑制了内资部门产量的增加，那么外商直接投资对内资部门的技术外溢效应为负。
以Yd 表示内资部门的总产值， Ld表示内资部门的劳动力数量， Kd表示内资部门的资本存量，α、 β代表劳动力、资本的产出弹性，A代表全要素生产率，两边取对数得，Ρf 表示外资部门的资本存量，那么内资部门的生产函数可以表示为：
Yd=F(Kd，Ld，Kf) （1）
对（1）式进行全微分，得到：
dYd =DK* dKd +DL*dLd +DF *dKf （2）
其中， DK、DL 、 DF表示内资部门中 Kd、Ld 、Kf 边际生产率。
这里假设 Kd、Ld 、Kf 满足不变产出弹性，（2）式两边同除以Yd ，得到：（3）
其中：
据此，建立如下计量模型：
InYd=α0+α1InKd+α2InLd+α3InKf+μ （4）
其中，α0 为截距项，μ 为回归方程误差项。选择对数形式是为了削弱回归过程中可能出现的异方差问题。
若α３ >0，并且在统计意义上显著，则说明外商直接投资对内资工业部门有正向的技术外溢效应；若α３ 从统计上看不显著，则外资对行业内的内资企业没有明显的技术外溢；若 α３<0,而且从统计上看是显著的，则外资不但没有对该行业的内资企业产生明显的溢出效应，反而还抑制了内资企业的技术进步和经济增长。
（二）数据说明
我们选取中国制造业2000-2008年的面板数据为研究样本，这些数据均根据历年《中国统计年鉴》整理、计算得出。变量的构建及数据说明如下陈述。
Yd：用内资制造业部门的“工业总产值”表示。其平减根据工业品出厂价格指数和1995年不变价数据计算得到。
Ｋd：用内资制造业部门的“资产总计”表示，这里用全部国有及规模以上非国有工业企业的“资产总计”减去外资工业部门(即“三资”工业企业)的“资产总计”计算得出。同理，文中所出现的其他有关内资工业部门的变量亦由全部国有及规模以上非国有工业企业的指标与“三资”工业企业的指标之差表示。其平减根据固定资本投资价格指数和1995年不变价数据计算得到。
Ｌd：用内资工业部门的“全部从业人员平均人数”表示。2003年以前并无该指标的数据。根据全员劳动生产率的计算公式：全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数，计算得出全部制造业部门和外资制造业部门的劳动人数，进而得到内资工业部门的劳动人数（张成等，2010）。
Ｋf：采用的是“三资工业企业资产总计”。以往分析中的资本存量多采用固定资产净值年平均余额加上流动资产年平均余额，但这种统计忽视了无形资产。无形资产正是内外资企业的重要差异之一，因此，本文采用“资产总计”，即包括了固定资产、流动资产、无形资产、长期投资等。其平减根据固定资本投资价格指数和1995年不变价数据计算得到。
三、实证结果
我们采用eviews6.0对相关数据按照模型（4）进行回归分析，由于本文中选用的是面板数据，因此需要在随机效应模型和固定效应模型之间作出选择。从定性的角度来说，固定效应模型可能会更为合适，而这一判断也获得了Hauseman检验的支持。同时，为了验证内外资企业的技术差距是否会对FDI的技术溢出效应产生影响，我们重点选取了制造业中的12个行业，并将它们进行了分组：第一组是内外资企业技术差距较小的行业，他们是印刷业和记录媒介的复制、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、医药制造业、食品制造业和饮料制造业6个行业；第二组是内外资企业技术差距较大的行业，则分别是造纸及纸制品业、化学纤维制造业、通用设备制造业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业和交通运输设备制造业6个行业。相应的基于固定效应的回归结果见下表。
FDI技术溢出效应的回归结果
注：＊表示在0.01水平下显著，＊＊表示在0.10水平下显著。
从整体组的回归结果中可以看出，该回归方程的拟合优度以及F值都比较好。从回归得到的各项系数分析，内外资制造业部门资产、劳动力的系数在1%的显著水平上通过检验，在2000－2008年，外商直接投资对我国制造业部门的技术溢出效应为正。从总体上看，外资制造业部门的资产每增加l%，可以带动内资制造业部门的产出增加0.1746%。同时还可以看出，影响内资制造业部门产出的主要因素仍然是内资制造业部门的资本投入，产出弹性为1.3647。值得注意的是，在制造业部门，劳动力投入的加大会对制造业带来负影响，可能是由于我国的劳动力水平普遍偏低，本来已经劳动力需求饱和的内资制造业，若继续增加素质偏低的劳动力，会给总产出带来负面影响。
表中还给出基于内外资企业技术差距分组后的拟合结果。根据回归结果可以看出，第一组和第二组的模型拟合程度较好，修正的拟合优度分别为0.9602和0.9488，并且第一组的F统计量和T统计量均至少在0.01的水平下显著，第二组除了LnKd在0.10的水平下显著以外，其余统计量均在0.01的水平下显著。通过比较可以看出，在内外资技术差距较小行业中，外商直接投资对我国制造业部门的技术溢出效应为正，这些部门的资产每增加l%，可以带动内资制造业部门的产出增加0.3538%；而在内外资技术差距较大的行业中，外商直接投资每增加1%，会减少内资制造业部门的产出0.6532%。这说明，当内外资的技术水平差距相对较小时，内资企业的技术水平和外资企业的技术水平差距不大，也就有能力和基础去学习外资企业的先进技术，从而使得技术溢出为正。但是当内外资的技术水平差距较大时，由于内资企业的技术远远落后于外资企业，不具备一定的基础去消化、吸收外资企业的先进技术水平。这里LnKf前的系数为负，并不表示内资的落后技术被外资企业所学习，而只是说明外资的投入增加，降低了内资落后企业的竞争能力，抢占了内资企业的市场，从而导致内资企业的产出降低。
此外，在第一组中，内资企业加大资本投资带来的产出促进作用远大于第二组，而且，第一组的劳动量投入增加会降低产出，而第二组中，劳动量投入增加能增加产出。这是因为第一组中，这些内资企业的技术水平较高，可能相对于第二组更倾向于资本密集型产业，在生产过程中更需要大量资本的投入，此时增加资本带来的产出促进作用就大于第二组那些技术落后的内资企业；而第一组中劳动力需求已经基本饱和，若继续增加素质水平不高的劳动力数量，会降低企业内部的资源配置效率，自然降低了产出，而在第二组中，这些内资企业的生产技术水平较低，更倾向于劳动密集型产业，所以增加了劳动力投入，就提高了其产出水平。
四、结论
本文基于Feder（1982）构建出相关回归模型的基础上，首先利用我国制造业所有行业的面板数据进行实证，结果表明FDI资本存量每增加l%，可以带动内资制造业部门的产出增加0.1746%，从而表明FDI的技术溢出效应存在且为正。然后利用内外资企业的技术差距为依据，重点选取12个行业并进行了分组，研究结果发现，FDI资本存量对两组的影响方向并不一致，当内外资企业技术差距较小时，技术溢出效应存在且为正；当内外资企业技术差距较大时，该变量前的系数为负。这并不是说明内资的落后技术被外资企业所学习，而只是说明外资的投入增加，降低了内资落后企业的竞争能力，抢占了内资企业的市场，从而导致内资企业的产出降低。因此，我国企业要想获得较好的正向FDI技术溢出效应，必须首先提高对应内资企业的技术水平，减少其与外资企业的技术差距，提高其学习、模仿外资企业先进技术的能力。
参考文献：
[1]MacDougall CXD，A.，1960，“The Benefits and Costs of
Private Investment from Abroad：A Theoretical Approach”，
Economic Record，36．
[2]Feder，G．，1982，“On Exports and Economic Growth”，
Journal of Development Economics，12．
[3]王滨.FDI技术溢出、技术进步与技术效率——基于中国制造业1999～2007年面板数据的经验研究[J].数量经
济技术经济研究，2010(2).
[4]徐涛.引进FDI与中国技术进步[J].世界经济，2003(10).
[5]张成,于同申,郭路.环境规制影响了中国工业的生产率
吗？基于DEA与协整分析的实证检验[J].经济理论与经济管理，2010(3).
[6]赵伟,古广东,何元庆.外向FDI与中国技术进步：机理
分析与尝试性实证[J]管理世界，2006(7).