FDI產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)外溢效應(yīng)對(duì)中國(guó)內(nèi)資企業(yè)溢出效果的影響——基于中國(guó)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

許鴻文

(1．華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430074 2．湖南商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205)

1 引言

關(guān)于外商直接投資 (FDI)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)技術(shù)外溢的機(jī)制分析，到目前為止取得比較一致的認(rèn)識(shí)是:示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和人員培訓(xùn)流動(dòng)效應(yīng)這三大機(jī)制，然而長(zhǎng)期困擾學(xué)術(shù)界的問(wèn)題是:仍然無(wú)法實(shí)證檢驗(yàn)區(qū)分示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下的外溢效果，而且針對(duì)外企人員培訓(xùn)后的流動(dòng)導(dǎo)致的外溢效應(yīng)，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究在行業(yè)數(shù)據(jù)層面也未能取得恰當(dāng)?shù)慕忉屪兞坑枰詫?shí)證揭示。目前普遍采用外商投資活動(dòng)比例作為外資在東道國(guó)市場(chǎng)參與程度的測(cè)度指標(biāo)，即外資企業(yè)產(chǎn)值比例，外資企業(yè)銷(xiāo)售比例，外資企業(yè)員工比例和外資企業(yè)股權(quán)比例作為代理變量，在不同程度上將三種溢出效應(yīng)機(jī)制混同在一起而沒(méi)有區(qū)分。

因此，在借鑒 Inoara Costa et al．［1］，Kumar［2］，Kuglar［3］等人的研究成果，將內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)人員流動(dòng)效應(yīng)、示范效應(yīng)下的一般通用技術(shù)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下核心技術(shù)外溢渠道，分別構(gòu)造代理變量，從生產(chǎn)效率提高、新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化、專(zhuān)利研發(fā)成果三個(gè)層次作對(duì)比檢驗(yàn)。本文的創(chuàng)新之處在于:一、構(gòu)造恰當(dāng)?shù)淖兞繉?shí)證檢驗(yàn)外企技術(shù)人員流動(dòng)到內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng);二、按照技術(shù)性質(zhì)不同，將FDI攜帶的技術(shù)區(qū)分為示范效應(yīng)下的通用技術(shù)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下的競(jìng)爭(zhēng)性、排他性技術(shù)，并構(gòu)造競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下內(nèi)資企業(yè)學(xué)習(xí)渠道變量，揭示競(jìng)爭(zhēng)性、排他性技術(shù)外溢渠道。

2 文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

有關(guān)FDI行業(yè)內(nèi)技術(shù)外溢的機(jī)制，主要集中在示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和人員培訓(xùn)后的流動(dòng)效應(yīng)下對(duì)東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)的影響。

在實(shí)證檢驗(yàn)當(dāng)中，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)主要從內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高角度檢驗(yàn)外資企業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)，由于構(gòu)造的代理變量?jī)?nèi)涵上出現(xiàn)交叉重疊，對(duì)于三種效應(yīng)機(jī)制的區(qū)分尚未做出令人滿意的解釋。雖然也有少量文獻(xiàn)從內(nèi)資企業(yè)研發(fā)能力的提高角度，檢驗(yàn)外資企業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)，但沒(méi)有同時(shí)從勞動(dòng)生產(chǎn)率和研發(fā)能力兩方面對(duì)比檢驗(yàn)研究。本文對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行回顧總結(jié)的基礎(chǔ)上，對(duì)三種效應(yīng)溢出機(jī)制做出區(qū)分，并深入探討企業(yè)不同學(xué)習(xí)行為對(duì)技術(shù)外溢產(chǎn)生不同的影響。

2.1 示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)與人員流動(dòng)效應(yīng)機(jī)制下FDI技術(shù)外溢的區(qū)分

Caves［4］，Blomstr?m，Globerman 和 Kokko［5］幾位學(xué)者在早期開(kāi)創(chuàng)性研究中，都認(rèn)為外資企業(yè)的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，作為學(xué)習(xí)榜樣產(chǎn)生的示范效應(yīng)和對(duì)本地內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)壓力——競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，將誘使東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)或者在自愿意愿下接受外企主動(dòng)傳授的技術(shù)，或者為求生存被迫向外資企業(yè)學(xué)習(xí)。外資企業(yè)商業(yè)活動(dòng)的正外溢效應(yīng)從三個(gè)方面產(chǎn)生:東道國(guó)資源市場(chǎng)配置效率得到提高，內(nèi)資企業(yè)獲得外企轉(zhuǎn)讓的技術(shù)，內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)效率整體提高。外資企業(yè)為了保持持久的技術(shù)優(yōu)勢(shì)，在內(nèi)資企業(yè)不斷進(jìn)步的競(jìng)爭(zhēng)壓力下加快新技術(shù)的應(yīng)用，競(jìng)爭(zhēng)壓力越大，示范效應(yīng)下的技術(shù)溢出越顯著。顯然，這些研究將競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)與示范效應(yīng)混合在一起而沒(méi)有區(qū)別研究各自的溢出機(jī)制。此后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多按照這一思路做了大量實(shí)證研究，論證外資企業(yè)技術(shù)外溢是否存在。

關(guān)于人員培訓(xùn)與流動(dòng)效應(yīng)導(dǎo)致的技術(shù)溢出，早期學(xué)者 Kokko［6］和 Fosfuri et al．［7］均采用外資企業(yè)在東道國(guó)雇傭本地員工數(shù)量作為代理變量，這一變量既不代表員工流動(dòng)效應(yīng)，又與外資企業(yè)在東道國(guó)本地市場(chǎng)銷(xiāo)售份額、外資企業(yè)資產(chǎn)占行業(yè)資產(chǎn)比例、外資企業(yè)利潤(rùn)占東道國(guó)行業(yè)利潤(rùn)比例等變量一樣，在測(cè)度外資企業(yè)參與程度上存在內(nèi)涵交叉重疊問(wèn)題，如果并列進(jìn)入同一個(gè)方程回歸檢驗(yàn)，存在嚴(yán)重多重共線性問(wèn)題而無(wú)法得出清晰結(jié)論。在樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方法得到改進(jìn)以后，近期有國(guó)外學(xué)者Ragnhild Balsvik［8］，采用企業(yè)員工流動(dòng)數(shù)據(jù)，從微觀層面實(shí)證檢驗(yàn)了外企員工流動(dòng)到內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)外溢，但國(guó)內(nèi)目前缺乏企業(yè)層面內(nèi)、外資員工流動(dòng)的權(quán)威數(shù)據(jù)，一直無(wú)法實(shí)證檢驗(yàn)外企技術(shù)員工流入內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)。

2.2 東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高的技術(shù)進(jìn)步與外資企業(yè)技術(shù)外溢測(cè)度變量的實(shí)證檢驗(yàn)

在實(shí)證檢驗(yàn)中，采用企業(yè)或者行業(yè)人均增加值作為被解釋變量的有 Caves［4］，Henrik et al．［9］等學(xué)者。Caves［4］教授采用線性截面回歸方程，用外資企業(yè)投資股權(quán)作為解釋變量，以美國(guó)跨國(guó)公司對(duì)加拿大和澳大利亞的投資數(shù)據(jù)樣本做對(duì)比實(shí)證研究，得到檢驗(yàn)結(jié)果完全不一致，他本人認(rèn)為:有限的低質(zhì)量的數(shù)據(jù)樣本，無(wú)法有效揭示跨國(guó)公司的參與程度與內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率和要素報(bào)酬之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。Henrik et al．［9］采用瑞典內(nèi)資企業(yè)人均增加值作為被解釋變量，內(nèi)、外資企業(yè)研發(fā)資本存量作為解釋變量，檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為，外資企業(yè)對(duì)于瑞典企業(yè)生產(chǎn)率沒(méi)有產(chǎn)生顯著正外溢。

Fredrick Sj?holm［10］使用內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值作為被解釋變量，內(nèi)、外資企業(yè)銷(xiāo)售占行業(yè)比例作為衡量企業(yè)規(guī)模的代理變量，人均投資量作解釋變量，對(duì)印度尼西亞行業(yè)樣本數(shù)據(jù)做回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為:內(nèi)、外資企業(yè)技術(shù)差距越大，只要市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是有效的，外資企業(yè)技術(shù)溢出越顯著。Aitken et al．［11］使用委內(nèi)瑞拉企業(yè)產(chǎn)出量作為被解釋變量，外資企業(yè)股權(quán)比例，公司資產(chǎn)投入作為解釋變量，在同時(shí)考慮正向外溢與擠出效應(yīng)的綜合作用下，檢驗(yàn)結(jié)論認(rèn)為:外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率提高沒(méi)有顯著的正向溢出效應(yīng)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者何潔［12］采用Federd等學(xué)者的研究方法構(gòu)造線性生產(chǎn)函數(shù)，以各省GDP作為被解釋變量，利用中國(guó)28個(gè)省份連續(xù)5年的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)要素的邊際投入對(duì)邊際產(chǎn)出的影響，認(rèn)為外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率提高沒(méi)有產(chǎn)生持續(xù)加速的正向外溢效應(yīng)。姚洋和章奇［13］、江小涓［14］的研究均認(rèn)為外資比重的高低與行業(yè)增長(zhǎng)速度之間沒(méi)有顯著的因果關(guān)系。傅元海［15］在借鑒庫(kù)瑪構(gòu)造變量方法，采用內(nèi)資企業(yè)人均投入產(chǎn)出率作為被解釋變量，外資企業(yè)增加值作為核心解釋變量衡量外資企業(yè)本地化參與程度，檢驗(yàn)外資對(duì)中國(guó)企業(yè)的溢出質(zhì)量，并得出溢出效應(yīng)顯著為正的結(jié)論。

關(guān)于FDI外溢效應(yīng)有無(wú)的爭(zhēng)論，實(shí)際涉及FDI溢出性質(zhì)的區(qū)分與溢出層次的對(duì)比研究，為比較準(zhǔn)確地分析，被解釋變量和解釋變量的選取構(gòu)造成為關(guān)鍵。在反映外資活動(dòng)參與程度的變量選取方面，正如Kokko和Hamida［16］兩位學(xué)者分別在各自論文中指出:外企產(chǎn)品產(chǎn)值或銷(xiāo)售比例不能區(qū)分示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，且員工流動(dòng)效應(yīng)不能得到檢驗(yàn);股權(quán)比例測(cè)度外資參與程度，在東道國(guó)對(duì)外資股權(quán)比例限制情況下，實(shí)際統(tǒng)計(jì)的股權(quán)比例受到扭曲，不能真實(shí)反映外資參與程度;而外資一般屬于資本技術(shù)密集型企業(yè)，傾向于較少使用人力，采用員工比例測(cè)度外資參與程度縮小了外資活動(dòng)規(guī)模。針對(duì)解釋變量的選取，印度學(xué)者Kumar［2］提出采用企業(yè)增加值反映外資活動(dòng)規(guī)模，外資企業(yè)向本地企業(yè)外包的生產(chǎn)環(huán)節(jié)越多，外資企業(yè)增加值率越高，本地企業(yè)接觸技術(shù)前沿的機(jī)會(huì)越多，技術(shù)外溢的效應(yīng)也越大。然而這一變量?jī)H僅反映了示范效應(yīng)機(jī)制下外企主動(dòng)轉(zhuǎn)讓的技術(shù)，其他技術(shù)溢出則缺乏對(duì)應(yīng)的解釋變量。

3 模型選定和樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明

為檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和人員流動(dòng)效應(yīng)下FDI技術(shù)溢出對(duì)中國(guó)內(nèi)資企業(yè)外溢的效果，針對(duì)三種效應(yīng)機(jī)制，分別構(gòu)造對(duì)應(yīng)的代理變量測(cè)度不同渠道下的外資企業(yè)技術(shù)外溢效應(yīng)。

關(guān)于外資企業(yè)技術(shù)員工流動(dòng)效應(yīng)，首先我們剔除外企員工培訓(xùn)效應(yīng)，因?yàn)橥赓Y企業(yè)員工人數(shù)與外資企業(yè)在東道國(guó)市場(chǎng)份額作為外資參與程度變量，顯然存在共線性。只有當(dāng)外資企業(yè)技術(shù)員工流動(dòng)到內(nèi)資企業(yè)引起內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，才是流動(dòng)效應(yīng)的核心意義。目前情況下無(wú)法得到官方公布的詳細(xì)的企業(yè)層面人員崗位變動(dòng)的數(shù)據(jù)，只能從國(guó)家公布的統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得行業(yè)層面的工程技術(shù)人員數(shù)據(jù)。通常情況下，專(zhuān)業(yè)技術(shù)骨干的培養(yǎng)成熟需要5—10年左右時(shí)間，在此期間內(nèi)，從人口自然壽命考慮，技術(shù)人員既不會(huì)突然巨幅增加也不會(huì)突然憑空減少，東道國(guó)內(nèi)、外資企業(yè)行業(yè)層面技術(shù)人員比例的相對(duì)變動(dòng)，可以理解為技術(shù)人員在內(nèi)、外資企業(yè)之間流動(dòng)造成，內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)人員相對(duì)比例數(shù)據(jù)應(yīng)該可以測(cè)度外資企業(yè)技術(shù)員工流動(dòng)效應(yīng)機(jī)制下的外溢效果。

關(guān)于示范效應(yīng)與競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的區(qū)分，如前文所述，僅僅從外資企業(yè)在東道國(guó)的商業(yè)活動(dòng)份額的代理變量，無(wú)法分離示范效應(yīng)與競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。國(guó)外學(xué)者 Ionara Costa et al．［1］在研究巴西的外資企業(yè)技術(shù)溢出時(shí)，將內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)能力區(qū)分為兩個(gè)層面，低層次的技術(shù)能力為學(xué)習(xí)運(yùn)用現(xiàn)有技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)的能力，高層次的技術(shù)能力為對(duì)專(zhuān)利技術(shù)庫(kù)產(chǎn)生貢獻(xiàn)的能力，后者以前者為基礎(chǔ)，在敏銳捕捉國(guó)際技術(shù)前沿的前提條件下，研發(fā)產(chǎn)生自己的專(zhuān)利技術(shù)，為世界專(zhuān)利技術(shù)庫(kù)做出貢獻(xiàn)。Kuglar［17］在研究FDI產(chǎn)業(yè)間溢出機(jī)制時(shí)，曾經(jīng)提出將外資企業(yè)的技術(shù)區(qū)分為核心專(zhuān)業(yè)技術(shù)和一般通用技術(shù)，核心專(zhuān)業(yè)技術(shù)為專(zhuān)利和知識(shí)產(chǎn)權(quán)技術(shù)，具有競(jìng)爭(zhēng)性、排他性，一般通用技術(shù)為非專(zhuān)利、非知識(shí)產(chǎn)權(quán)技術(shù)，不具備競(jìng)爭(zhēng)性、排他性。結(jié)合目前企業(yè)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)逐步偏重專(zhuān)利技術(shù)的研發(fā)競(jìng)爭(zhēng)和工業(yè)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)制定形成市場(chǎng)準(zhǔn)入的技術(shù)壁壘措施不斷加強(qiáng)，我們將一般通用技術(shù)定義為涉及國(guó)際通用技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，質(zhì)量管理體系和一般管理知識(shí)，這類(lèi)知識(shí)可以跨行業(yè)部門(mén)使用，將核心專(zhuān)業(yè)技術(shù)定義為涉及產(chǎn)品的設(shè)計(jì)，獨(dú)特的加工工藝流程和檢測(cè)技術(shù)，這類(lèi)技術(shù)主要在特定行業(yè)部門(mén)使用。外企為保證獲取優(yōu)質(zhì)中間投入品，主動(dòng)向本地配套生產(chǎn)企業(yè)講解傳授一般通用技術(shù)知識(shí)，內(nèi)資企業(yè)通過(guò)模仿學(xué)習(xí)渠道就可以掌握。對(duì)于內(nèi)資企業(yè)迫切需要的專(zhuān)業(yè)核心技術(shù)，為保持自己的行業(yè)領(lǐng)先地位，外資企業(yè)會(huì)刻意保護(hù)專(zhuān)業(yè)核心技術(shù)，內(nèi)資企業(yè)只有在付費(fèi)購(gòu)買(mǎi)專(zhuān)利以后，通過(guò)消化吸收并與國(guó)內(nèi)現(xiàn)有技術(shù)銜接，培養(yǎng)自己的技術(shù)實(shí)力后，對(duì)外企銷(xiāo)售的產(chǎn)品進(jìn)行技術(shù)解譯工作才能理解專(zhuān)業(yè)核心技術(shù)，并且為避免專(zhuān)利侵權(quán)，還必須進(jìn)行二次研發(fā)創(chuàng)新才能加以商業(yè)化運(yùn)用。兩類(lèi)不同性質(zhì)的技術(shù)對(duì)應(yīng)內(nèi)資企業(yè)不同的學(xué)習(xí)行為和學(xué)習(xí)渠道，彼此之間從內(nèi)涵上不再出現(xiàn)交叉。外資企業(yè)對(duì)于內(nèi)資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來(lái)源于核心專(zhuān)業(yè)技術(shù)優(yōu)勢(shì)，外資企業(yè)持續(xù)不斷從母國(guó)引進(jìn)的也是核心專(zhuān)業(yè)技術(shù)，因此，將外資企業(yè)核心專(zhuān)業(yè)技術(shù)歸入競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下，那么外資企業(yè)主動(dòng)轉(zhuǎn)讓傳授的通用技術(shù)就歸入示范效應(yīng)下。

借鑒沈坤榮、耿強(qiáng)［18］采用的方法，用柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Y=AKαLβ，構(gòu)造方程回歸檢驗(yàn)，Y代表產(chǎn)出，A表示制度環(huán)境變量，F(xiàn)DI代表外資活動(dòng)程度變量，具體在回歸方程中有對(duì)應(yīng)測(cè)度變量，K表示行業(yè)內(nèi)資企業(yè)資本投入，L表示行業(yè)內(nèi)企員工數(shù)，Y/L=A(K/L)α，取對(duì)數(shù) ln(Y/L)=lnA+ λFDI+ln(K/L)α。

首先，為了比較三大機(jī)制下外資企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)，構(gòu)造如下計(jì)量回歸方程

回歸方程中各個(gè)解釋變量意義如下:ADDit代表內(nèi)資企業(yè)的人均增加值率;NSHAREit為內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占整個(gè)行業(yè)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值比率，衡量?jī)?nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化能力對(duì)企業(yè)增加值的貢獻(xiàn);PATENTit為內(nèi)資企業(yè)行業(yè)專(zhuān)利授權(quán)占專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)量比率，衡量?jī)?nèi)資企業(yè)的自主創(chuàng)新有效性，并以此變量測(cè)度專(zhuān)利成果對(duì)內(nèi)資企業(yè)增加值的貢獻(xiàn);FPATENTit為外資企業(yè)行業(yè)專(zhuān)利授權(quán)占專(zhuān)利申請(qǐng)比率，衡量外資企業(yè)在中國(guó)研發(fā)的成果質(zhì)量(此處采用專(zhuān)利授權(quán)數(shù)占專(zhuān)利申請(qǐng)比例，考慮不同行業(yè)的性質(zhì)差別引起專(zhuān)利絕對(duì)數(shù)量的差異，進(jìn)而可能導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果偏誤，采用比例值可以測(cè)度行業(yè)的整個(gè)研發(fā)活動(dòng)中的有效比率，消除行業(yè)個(gè)體差別帶來(lái)的偏誤);FADDit為外資企業(yè)的行業(yè)增加值率，反映外資企業(yè)分解轉(zhuǎn)包給中國(guó)本地企業(yè)配套加工的深度，也反映示范效應(yīng)下外資企業(yè)轉(zhuǎn)讓給中國(guó)內(nèi)資企業(yè)一般通用技術(shù)的程度;lnFDLOCit=lnFSALEit×lnLOCABit，反映競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下內(nèi)資企業(yè)獲取的技術(shù);FSALEit為外資企業(yè)行業(yè)產(chǎn)值占整個(gè)行業(yè)的產(chǎn)值比率;LOCABit=［(內(nèi)資企業(yè)消化吸收費(fèi)用+購(gòu)買(mǎi)本國(guó)技術(shù)費(fèi)用)/引進(jìn)國(guó)外技術(shù)費(fèi)用］，反映內(nèi)資企業(yè)在消化吸收引進(jìn)技術(shù)基礎(chǔ)上，再與國(guó)內(nèi)技術(shù)本地化銜接所做的努力，兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)后連乘，代表內(nèi)資企業(yè)對(duì)外企產(chǎn)品進(jìn)行技術(shù)解譯獲取競(jìng)爭(zhēng)性專(zhuān)業(yè)技術(shù)的渠道;CTFTit表示內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)技術(shù)人員比例的相對(duì)變化，用內(nèi)資企業(yè)行業(yè)工程技術(shù)人員比例除以外資企業(yè)行業(yè)工程技術(shù)人員比例，如果這一數(shù)值增加，表示外資的技術(shù)人員比例減少而內(nèi)資企業(yè)工程技術(shù)人員比例增加，考慮到這些高素質(zhì)技術(shù)人員一般都能夠優(yōu)先獲得就業(yè)崗位，即假定技術(shù)人員是充分就業(yè)的狀況，那么可以測(cè)度外企技術(shù)人員流入內(nèi)企的變動(dòng)情況;SALEit為內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值占行業(yè)產(chǎn)值比率;FCLUSTERit為外資企業(yè)在中國(guó)行業(yè)的集聚程度，用外資企業(yè)某行業(yè)增加值占整個(gè)制造業(yè)外企增加值總額的比重衡量，該變量的構(gòu)造是參考鄭海濤、張惠琴關(guān)于企業(yè)空間集聚的定義基礎(chǔ)，考察外資在某行業(yè)的集聚程度對(duì)我國(guó)內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新能力的影響［19－20］;MOPENit反映中國(guó)市場(chǎng)開(kāi)放程度，用除國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)以外的產(chǎn)值占整個(gè)行業(yè)總產(chǎn)值的比重測(cè)度，這一變量也反映了產(chǎn)權(quán)制度的變革;CAVKit為內(nèi)資企業(yè)行業(yè)人均資本占有水平。為了進(jìn)一步區(qū)分產(chǎn)出效益、新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化和專(zhuān)利技術(shù)創(chuàng)新三個(gè)層面內(nèi)資企業(yè)獲得外資技術(shù)外溢效果，在回歸方程基礎(chǔ)上，依次將內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品比例NSHAREit和內(nèi)資企業(yè)專(zhuān)利授權(quán)比例PATENTit替換被解釋變量ADDit，進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

4 回歸檢驗(yàn)結(jié)果分析

采用面板數(shù)據(jù)，經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)，在產(chǎn)出效益和新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化兩個(gè)層面均采用固定效應(yīng)模型，經(jīng)麥金農(nóng)檢驗(yàn)不存在內(nèi)生性問(wèn)題，但分別存在異方差和截面相關(guān)問(wèn)題，采用懷特異方差穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤及Stata軟件中相關(guān)命令回歸;在專(zhuān)利研發(fā)層面采用隨機(jī)效應(yīng)模型，經(jīng)檢驗(yàn)存在一階序列自相關(guān)和截面相關(guān)問(wèn)題，經(jīng)麥金農(nóng)檢驗(yàn)不存在內(nèi)生性問(wèn)題，也采用相關(guān)命令回歸檢驗(yàn)保證結(jié)果的穩(wěn)健，所有方程變量經(jīng)共線性檢驗(yàn)，各個(gè)解釋變量不存在嚴(yán)重共線性問(wèn)題，保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 三大效應(yīng)下外資技術(shù)溢出因素對(duì)比

在內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)出效益層面，示范效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下兩種性質(zhì)的技術(shù)溢出FADDit和FDLOCit分別在1%和10%水平上顯著，而且示范效應(yīng)下外企增加值率每增加1%，內(nèi)資企業(yè)增加值率可以增加0．608%，競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下的技術(shù)解譯每增加1%，內(nèi)資企業(yè)增加值率提高0．012%，示范效應(yīng)下的模仿學(xué)習(xí)導(dǎo)致的技術(shù)外溢超過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下技術(shù)解譯，也間接證明模仿學(xué)習(xí)渠道更容易幫助內(nèi)資企業(yè)取得利潤(rùn)水平提高。

技術(shù)人員流動(dòng)效應(yīng)CTFTit僅僅在新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化這一層面統(tǒng)計(jì)顯著，顯著性水平達(dá)到1%，估計(jì)系數(shù)為0．176，即外資企業(yè)流入內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)人員相對(duì)規(guī)模每增加1%，內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化產(chǎn)值可以有效提升0．176%。此外，內(nèi)資企業(yè)人均資本占有率CAVKit在內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化和專(zhuān)利研發(fā)層面均統(tǒng)計(jì)上顯著水平分別達(dá)到5%和1%，再次提示，在資本—技術(shù)密集度高的行業(yè)，員工平均資本的深化對(duì)于技術(shù)進(jìn)步具有重要促進(jìn)作用。

而在新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化和專(zhuān)利技術(shù)研發(fā)兩個(gè)層面，示范效應(yīng)下模仿學(xué)習(xí)渠道的技術(shù)溢出，對(duì)內(nèi)資企業(yè)分別在10%和1%水平上產(chǎn)生顯著抑制作用，至少說(shuō)明外資企業(yè)主動(dòng)轉(zhuǎn)讓的技術(shù)對(duì)于內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生鎖定，導(dǎo)致內(nèi)資企業(yè)的路徑依賴。而競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下的專(zhuān)業(yè)核心技術(shù)知識(shí)僅在內(nèi)資企業(yè)利潤(rùn)層面10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且系數(shù)僅為0．012，專(zhuān)利研發(fā)層面在總體樣本中統(tǒng)計(jì)上不顯著，說(shuō)明我國(guó)內(nèi)資企業(yè)的自主研發(fā)能力還不足以幫助我們打破對(duì)國(guó)外技術(shù)的路徑依賴。工程技術(shù)人員的流動(dòng)對(duì)于專(zhuān)利技術(shù)研發(fā)在1%水平上顯著抑制了內(nèi)資企業(yè)，這說(shuō)明從外資企業(yè)流動(dòng)到內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)人員規(guī)模和技術(shù)層次兩方面都不高，僅僅對(duì)內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品轉(zhuǎn)化，即小規(guī)模試制階段起到積極作用，而對(duì)專(zhuān)利研發(fā)起關(guān)鍵作用的頂級(jí)人才，在目前內(nèi)企給定待遇水平下并沒(méi)有流入;另外，中等層次技術(shù)人才流入對(duì)專(zhuān)利研發(fā)的負(fù)向沖擊，還說(shuō)明外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)在技術(shù)發(fā)展路徑上有不一致，當(dāng)外企技術(shù)人才流入內(nèi)資企業(yè)尚未達(dá)到一定規(guī)模的情況下，由于技術(shù)開(kāi)發(fā)路徑不一致，與內(nèi)資企業(yè)有一定沖突從而導(dǎo)致在專(zhuān)利研發(fā)層面產(chǎn)生抑制作用。

除了表中列出的各個(gè)指標(biāo)，同時(shí)用人均勞動(dòng)生產(chǎn)率度量?jī)?nèi)外資企業(yè)技術(shù)差距、內(nèi)資企業(yè)人均科研經(jīng)費(fèi)、內(nèi)資企業(yè)科研人員勞務(wù)經(jīng)費(fèi)、內(nèi)資企業(yè)技術(shù)密集度等指標(biāo)作為解釋變量，檢驗(yàn)結(jié)果均在統(tǒng)計(jì)上不顯著。內(nèi)資企業(yè)人均科研經(jīng)費(fèi)和科研人員勞務(wù)費(fèi)用指標(biāo)不顯著，或者是中國(guó)的企業(yè)資本技術(shù)密集度尚未達(dá)到某一臨界值，或者是說(shuō)明我們企業(yè)人均科研經(jīng)費(fèi)仍然偏低，這里沒(méi)有單獨(dú)列出回歸檢驗(yàn)結(jié)果，但值得后續(xù)做深入研究。

5 結(jié)論與政策建議

外資企業(yè)向內(nèi)資企業(yè)主動(dòng)轉(zhuǎn)讓的技術(shù)一般為通用生產(chǎn)技術(shù)與管理知識(shí)，這種示范效應(yīng)下的共享性知識(shí)，在短期可以顯著地幫助內(nèi)資企業(yè)降低生產(chǎn)成本，提高投入產(chǎn)出比，但是在內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)獨(dú)創(chuàng)和產(chǎn)品創(chuàng)新層面，對(duì)于我國(guó)產(chǎn)業(yè)部門(mén)卻實(shí)實(shí)在在產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)。而競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)下的技術(shù)往往是專(zhuān)業(yè)領(lǐng)域獨(dú)占技術(shù)，具有競(jìng)爭(zhēng)性、排他性，外資企業(yè)不會(huì)主動(dòng)轉(zhuǎn)讓傳授，并且我們雖然努力試圖通過(guò)付費(fèi)購(gòu)買(mǎi)和技術(shù)解譯方式學(xué)習(xí)，目前也無(wú)法超過(guò)簡(jiǎn)單模仿學(xué)習(xí)效應(yīng)。如果我們繼續(xù)滿足于為外資企業(yè)打工所獲取的微薄利潤(rùn)，長(zhǎng)期下去由于工業(yè)路徑依賴將可能導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)發(fā)展閉鎖，我們將失去獨(dú)立創(chuàng)新能力，有可能大部分產(chǎn)業(yè)部門(mén)都被外資所控制。

從外資企業(yè)工程技術(shù)人員的相對(duì)流動(dòng)變量看，目前為止，流入的技術(shù)人員僅僅在內(nèi)資企業(yè)新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化層面統(tǒng)計(jì)上顯著為正，新產(chǎn)品市場(chǎng)轉(zhuǎn)化為小規(guī)模定型制造，與這一生產(chǎn)規(guī)模對(duì)應(yīng)技術(shù)人員的技術(shù)層次與規(guī)模都不高，也說(shuō)明外企在付出高額報(bào)酬的前提下，高層次技術(shù)人才還未顯著流入內(nèi)資企業(yè)。

鑒于以上分析，在經(jīng)濟(jì)全球化背景下如何提升我國(guó)企業(yè)技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，不得不引出政策上的一些思考:

(1)在吸引外資企業(yè)高層次人才流入內(nèi)資企業(yè)方面，就目前從內(nèi)資企業(yè)技術(shù)人員勞務(wù)費(fèi)用比例變量不顯著的結(jié)果看，僅僅要求企業(yè)單方面提高待遇同外資企業(yè)爭(zhēng)奪人才還不現(xiàn)實(shí)，需要政府部門(mén)在制度層面提供事業(yè)發(fā)展的更多保障，比如金融制度層面，風(fēng)險(xiǎn)創(chuàng)業(yè)投資的進(jìn)入與退出機(jī)制的完善，公開(kāi)透明的多種融資渠道，提供給高層次人才的穩(wěn)定寬松的創(chuàng)業(yè)空間，激勵(lì)科技人才憑借知識(shí)創(chuàng)造個(gè)人財(cái)富。

(2)為防范虛擬資本的過(guò)度膨脹，風(fēng)險(xiǎn)投資與創(chuàng)業(yè)板上市，應(yīng)當(dāng)考慮更多給予實(shí)體技術(shù)企業(yè)更大的扶持，提高企業(yè)專(zhuān)利技術(shù)研發(fā)、科技成果市場(chǎng)轉(zhuǎn)化的能力，股票定價(jià)與溢價(jià)發(fā)行應(yīng)當(dāng)與企業(yè)實(shí)際利潤(rùn)水平相聯(lián)系。

(3)激勵(lì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的制度安排，比如企業(yè)科技投入免稅，技術(shù)專(zhuān)利、知識(shí)產(chǎn)權(quán)核定資產(chǎn)增發(fā)新股擴(kuò)容，應(yīng)當(dāng)考慮與專(zhuān)利技術(shù)產(chǎn)業(yè)化轉(zhuǎn)化，以及企業(yè)的利潤(rùn)水平相聯(lián)系。我們?cè)诮o予企業(yè)免稅和增發(fā)新股上，是否應(yīng)當(dāng)考評(píng)企業(yè)的專(zhuān)利技術(shù)成果的市場(chǎng)效應(yīng)，把企業(yè)專(zhuān)利技術(shù)開(kāi)發(fā)新產(chǎn)品產(chǎn)值份額、利潤(rùn)水平作為重要參照標(biāo)準(zhǔn)，制定企業(yè)獲取免稅、增發(fā)新股的制度規(guī)范，促使內(nèi)資企業(yè)追求產(chǎn)生利潤(rùn) 回報(bào)的技術(shù)專(zhuān)利成果和新產(chǎn)品。

［1］Ionara Costa，et al．Foreign direct investment and technological capabilities in Brazilian industry［J］，Research Policy，2002，31:1431－1443．

［2］Kumar N．．Globalization and The Quality of Foreign Direct Investment［M］，Oxford University Press，2002．

［3］Maurice Kugler．Spillovers from foreign direct investment:Within or between industries?［J］，Journal of Development Economics，2004，(80):444 －477．

［4］Caves Richard E．．Multinational firms，competition，and productivity in Host－Country Markets［J］．Economica，New Series，1974，41，(162):176 －193．

［5］Blomstrom M．，S．Globerman，A．Kokko．The determinants of host country spillovers from foreign direct investment:review and synthesis of the literature［J］．The European Institute of Japanese Studies，1999，(9):1 －24．

［6］Kokko A．，R．Tansini，M．Zejan．Local technological capability and spillovers from FDI in the Uruguayan Manufacturing Sector［J］，Journal of Development Studies，1996，32(4):602 －611．

［7］Fosfuri A．et al．Foreign direct investment and spillovers through workers'mobility［J］．Journal of International Economics，2001，53(1):205－222．

［8］Ragnhild Balsvik．Is Labor Mobility a Channel for Spillovers from Multinationals?Evidence from Norwegian Manufacturing［R］，Working Paper No．25，2009．

［9］Henrik Braconier，et al．Does FDI Work as a Channel for R＆D Spillovers?Evidence Based on Swedish Data．The Research Institute of Industrial Economics［R］，Working Paper No．553，2001．

［10］Frederik Sjoholm．Technology gap，competition and spillovers from direct foreign investment:evidence from establishment data［J］．The Journal of Development Studies，1999，10:53 －73．

［11］Aitken B．J．，A．E．Harrison．Do domestic firms benefit from direct foreign investment?evidence for venezuela［J］．American Economic Review，1999(3):605 －618．

［12］何潔．外國(guó)直接投資對(duì)中國(guó)工業(yè)部門(mén)外溢效應(yīng)的進(jìn)一步精確量化［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2000，(12):29－36．

［13］姚洋，章奇．中國(guó)工業(yè)企業(yè)效率分析［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2001，(10):23 －29．

［14］江小涓．中國(guó)的外資經(jīng)濟(jì)對(duì)增長(zhǎng)、結(jié)構(gòu)升級(jí)和競(jìng)爭(zhēng)力的貢獻(xiàn)［J］．中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2002，(6):4－15．

［15］傅元海，唐未兵，王展祥．FDI溢出機(jī)制、技術(shù)進(jìn)步路徑與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2011，(6):92－104．

［16］Hamida，et al．Are there demonstration－related spillovers from FDI?Evidence from Switzland［J］．International Business Review，2009，18:494 －508．

［17］Maurice Kugler．Spillovers from foreign direct investment:within or between industries?［J］．Journal of Development Economics，2004，(80):444 －477．

［18］沈坤榮，耿強(qiáng)．外國(guó)直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——中國(guó)數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析［J］．中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2001，(5):82－93．

［19］鄭海濤．產(chǎn)業(yè)集聚影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效的機(jī)理研究——基于廣東產(chǎn)業(yè)集群案例和458家企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］．中國(guó)科技論壇，2011，(10):55 －62．

［20］張惠琴．集群企業(yè)競(jìng)合行為與技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系研究——以陶瓷產(chǎn)業(yè)集群為例［J］．中國(guó)科技論壇，2011，(09):48－57．