齊麗暘 王維然

[摘要]隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，外商直接投資作為加強國際經(jīng)濟聯(lián)系、促進本國經(jīng)濟發(fā)展的重要手段成為各國政府和學術研究的重點關注領域，直接投資產(chǎn)生的技術溢出效應對東道國技術進步的影響也引起國內(nèi)外學者的廣泛關注。基于2001—2021年中國25個省份的計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，利用Matlab采用面板平滑轉化回歸模型，研究以R&D研發(fā)經(jīng)費投入、R&D研發(fā)人員投入為轉換變量的FDI水平溢出效應對行業(yè)技術進步的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）FDI水平技術溢出與該行業(yè)技術進步呈非線性關系，且線性關系有明顯的區(qū)域差異；（2）從全國的層面來看，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)技術進步起到促進作用，但研發(fā)人員投入超過門檻值后，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步起到阻礙作用；（3）從地區(qū)層面來看，東部地區(qū)FDI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步起到促進作用，但是研發(fā)經(jīng)費投入與研發(fā)人員投入超過各自的門檻值后，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步起到阻礙作用；中、西部地區(qū)FDI水平技術溢出與該行業(yè)技術進步呈線性關系。（4）東部地區(qū)FDI水平技術溢出的增加，會帶來該行業(yè)技術進步途徑的轉變，即由依賴技術溢出轉向自主研發(fā)。

[關鍵詞]FDI水平溢出；面板平滑轉化回歸模型；計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)；技術進步；吸收能力

一、 引言

改革開放后，我國吸引外商直接投資穩(wěn)步增長，實際使用外商直接投資由2012年的1133億美元升至2021年的1735億美元，年均增長4.8%，自2020年起穩(wěn)居世界第二位1。外商直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）的流入會給東道國帶來技術溢出效應，按溢出方向分為水平、垂直溢出兩類。對于垂直溢出效應，我國學者基本達成了垂直溢出效應呈正向的一致觀點，但是對于水平溢出效應是正向、負向或是不顯著則存在較大的分歧。

我國的計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)在吸引FDI方面貢獻突出。從實際利用FDI金額來看，2001—2021年累計外資利用額108165.31億元，占制造業(yè)整體外資利用額的20.67%，穩(wěn)居制造業(yè)下設21個細分行業(yè)吸引外商直接投資額的首位2。同時，該行業(yè)在我國高新技術產(chǎn)業(yè)部門中占據(jù)重要地位，該行業(yè)產(chǎn)品更新?lián)Q代快，是否存在技術進步與創(chuàng)新被行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)所關注。

一國的科技進步主要有兩種途徑：自主研發(fā)和FDI技術溢出的吸收。中國在20世紀70年代改革開放后，不斷進行相關的實踐，“以市場換技術”在實踐中不斷得到檢驗3。此后，中國大量引入外資，緩解資金短缺的同時依賴其產(chǎn)生的技術溢出促進本國科技進步，但該方法取得的效果并未達到預期。中國計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的技術對外依存度在2004年之前一直在40%以上，個別年份在80%～90%，行業(yè)技術進步的對外依賴程度較高。一直到2008年該行業(yè)的技術對外依存度逐漸降到30%以下。國家商務部在《2005跨國公司在中國報告》中指出“大量外商直接投資帶來的結果是核心技術缺乏癥”1。2006年我國提出了科技興國戰(zhàn)略與自主創(chuàng)新戰(zhàn)略2。于國才認為，此后中國的技術進步開始由依賴國外技術溢出轉變?yōu)樽灾鲃?chuàng)新[1]。因此，研究FDI水平溢出是否推動該行業(yè)的技術進步，該行業(yè)如何利用FDI水平溢出推動行業(yè)的技術進步，F(xiàn)DI水平技術溢出能否帶來該行業(yè)技術進步途徑的轉變等問題，具有重要的現(xiàn)實意義。

二、 文獻綜述

根據(jù)FDI溢出研究領域最著名的兩位學者Blomstr?m和Kokko[2]的定義，“FDI溢出指的是跨國公司在東道國實施FDI，引起當?shù)丶夹g或生產(chǎn)力的進步，而跨國公司無法獲取其中全部收益的一種經(jīng)濟外部效應”。FDI溢出分為水平溢出與垂直溢出。自從FDI的溢出效應被驗證存在后，大量關于FDI溢出效應的文獻被發(fā)表，且研究垂直溢出的文獻數(shù)量明顯多于水平溢出，目前學者一致認為垂直溢出的方向為正向的，但對于水平技術溢出的溢出方向始終未達成一致觀點。范黎波和吳易明[3]利用中國35個工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，對FDI的水平、垂直技術溢出進行實證檢驗，得出FDI水平溢出為負向的結論。畢克新和楊朝均[4]采用23個工業(yè)行業(yè)7年的相關數(shù)據(jù)進行實證分析，得出FDI水平溢出效應對降低碳排放強度產(chǎn)生積極影響的結論。趙珂[5]采用我國3年制造業(yè)的數(shù)據(jù)，研究制造業(yè)FDI技術溢出與企業(yè)進入退出行業(yè)的關系，得出FDI水平溢出顯著為負，其會降低東道國的企業(yè)進入率。岳欣[6]以我國15個制造業(yè)細分行業(yè)中90萬個企業(yè)為樣本，得到上游供應商對本土企業(yè)存在正向的水平溢出效應的結論。陳頌和盧晨[7]利用技術相似度測算了我國23個工業(yè)行業(yè)的水平技術溢出效應，認為只有在行業(yè)內(nèi)或行業(yè)間使用的技術相近、技術層面上聯(lián)系緊密的情況下，外資的先進技術才能夠產(chǎn)生顯著的外溢效應，不考慮技術相似度時，水平技術溢出效應顯著為負。

本文整合2017年中國統(tǒng)計局發(fā)布的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》C類制造業(yè)下設的第39項行業(yè)計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)3和我國高技術產(chǎn)業(yè)分類中的電子及通信設備制造業(yè)4兩種分類后發(fā)現(xiàn)，我國的計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)包含的九個種類中有八個種類在電子及通信設備制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)分類之中，分別是：通信設備制造、廣播電視設備制造、雷達及配套設備制造、非專業(yè)視聽設備制造、智能消費設備制造、電子器件制造、電子元件及電子專用材料制造、其他電子設備制造。第九個種類計算機制造與我國高技術產(chǎn)業(yè)分類中的計算機及辦公設備制造業(yè)下設的小類高度重合，因此本文門檻變量的數(shù)據(jù)從我國高技術產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫中的電子及通信設備制造業(yè)和計算機及辦公設備制造業(yè)兩個行業(yè)中選取。王海燕等[8]對通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)R&D績效分析時發(fā)現(xiàn)，2004年開始，我國在該行業(yè)的科技投入不斷增加，截至2004年累計投入科技人員21.08萬人，占全部工業(yè)企業(yè)科技人員總數(shù)的11.47％， 通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)科技活動及R&D活動的高投入和高產(chǎn)出吸引了更多的投入，各地紛紛加大對其科技投入。朱長征[9]分析陜西省的產(chǎn)業(yè)效率時，以該省份的通信設備制造業(yè)為例，科技創(chuàng)新平臺是陜西省通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)科技創(chuàng)新體系的重要基礎，是推動企業(yè)成為創(chuàng)新主體的重要載體，并對提高該行業(yè)自主創(chuàng)新能力提出了詳細的建議。劉燦燦等[10]在評估該行業(yè)微觀公司并購重組價值時，將該行業(yè)的行業(yè)特點歸納為受宏觀環(huán)境影響大，具有技術強、投入高和風險大等，技術升級和產(chǎn)品更新?lián)Q代速度較快等。由此可見，計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)行業(yè)對技術水平的要求較高。分析該行業(yè)的FDI水平溢出是否促進行業(yè)的技術進步具有現(xiàn)實意義。

本文可能存在的邊際貢獻有以下幾點：（1）研究行業(yè)，研究FDI水平溢出在計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的技術進步的影響，現(xiàn)有文獻在研究FDI技術溢出時多選取制造業(yè)、服務業(yè)、農(nóng)業(yè)等門類，對行業(yè)分類中大類的選擇較少。（2）模型創(chuàng)新，利用Matlab進行面板平滑轉化回歸模型（以下簡稱“PSTR”）研究FDI水平技術溢出對技術進步的影響?，F(xiàn)有文獻在進行相關內(nèi)容的非線性檢驗時多采用Hansen[11]的門檻回歸模型（PTR），但該模型的示性函數(shù)為離散函數(shù)，模型在門檻處的轉移較為突兀，Gonzalez等[12]提出一種面板門檻模型改進的PSTR模型，構建包含門檻變量的轉換函數(shù)，使模型在門檻處實現(xiàn)平滑遷移。（3）時間跨度大：本文選取的樣本時間從2001年開始至2021年結束，總共21年的面板數(shù)據(jù)，所得結果的說服力較強。

三、 理論分析與作用機制

1. FDI溢出效應產(chǎn)生的理論基礎

（1）技術擴散理論

跨國公司在投資目標國家引入先進的生產(chǎn)技術和管理經(jīng)驗。當本地企業(yè)和勞動力與跨國公司合作或競爭時，他們會通過技術轉移、技能培訓和吸收管理經(jīng)驗來提高自己的生產(chǎn)力和效率。這種技術擴散可以在投資目標國家產(chǎn)生積極的溢出效應，并且可能在跨國公司的其他運營地點產(chǎn)生類似的效應，本文通過下文的實證分析判斷計算機行業(yè)是否存在此類技術溢出現(xiàn)象。

（2）人力資本理論

當跨國公司在一個國家進行投資時，他們通常會提供高質量的就業(yè)機會、培訓和發(fā)展機會，以及與國際業(yè)務相關的經(jīng)驗。這些投資可能會吸引本地人才留在國內(nèi)，或者吸引外國人才前往投資國。這些人才的增加可以促進技術和知識的流動，進而產(chǎn)生溢出效應。當外商直接投資流入我國計算機行業(yè)時，相關人才也會漸漸流入，極有可能產(chǎn)生技術溢出效應，本文擬檢驗是否存在該現(xiàn)象。

2. FDI水平溢出效應的作用機制

FDI水平技術溢出會在東道國相同行業(yè)內(nèi)產(chǎn)生，亦稱行業(yè)內(nèi)技術溢出，主要通過競爭效應、示范效應、人力資源流動效應對東道國技術進步產(chǎn)生影響。

（1）競爭效應

隨著外資的流入，跨國公司與本國企業(yè)會產(chǎn)生競爭，東道國企業(yè)為了提升自己在市場競爭中的實力，會將目標轉向提升自主創(chuàng)新能力，從而促進東道國的技術進步。計算機行業(yè)的競爭效應尤為突出，該行業(yè)產(chǎn)品更新?lián)Q代快，自主創(chuàng)新能力是企業(yè)的核心競爭力。

（2）示范效應

外資的流入對東道國企業(yè)自身的創(chuàng)新提供了一種借鑒作用，東道國企業(yè)通過模仿外資企業(yè)對自身的創(chuàng)新能力起到促進作用。隨著外資流入，一些較為先進的技術也會流入該行業(yè)，但是計算機企業(yè)對于自身核心技術的保護一般較強，不會輕易流出，因此該效應的作用效果有待檢驗。

（3）人力資源流動效應

外資企業(yè)為了自身的正常運行會對東道國就業(yè)人員進行培訓，這些人員流入人才市場后，會有一部分進入東道國企業(yè)，將培訓所得應用到東道國企業(yè)，進而促進東道國的技術進步。計算機行業(yè)就業(yè)人員流動性較強，外資流入產(chǎn)生的人力資源流動效應通過人才的流入對計算機行業(yè)的技術進步產(chǎn)生影響。

四、 變量與數(shù)據(jù)

1. 被解釋變量

全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）。本文參考王慧新和來逢波[13]測算山東省全要素生產(chǎn)率的方法，采用索羅殘差法計算中國2001—2021年我國各省份在計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的TFP，將TFP作為衡量該行業(yè)技術進步的指標。

2. 核心解釋變量

由于缺少制造業(yè)各細分行業(yè)的FDI數(shù)值，本文參考北京大學中國經(jīng)濟中心課題組[14]提出的方法，計算我國各省計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的外商資本與港澳臺資本的總和，并以2001年為基期的生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)對其進行平減（2001年=100），用該數(shù)據(jù)衡量FDI水平溢出程度。

3. 控制變量

在閱讀大量關于TFP的相關文獻后，本文選取市場化水平（market）、產(chǎn)業(yè)結構（industry）、人力資本狀況（people）、金融發(fā)展（finance）、外貿(mào)依存度（trade）作為控制變量。

市場化水平（market）。全要素生產(chǎn)率受生產(chǎn)要素的自由流動和資源的有效配置影響，本文參考廖麗平和王芳[15]的做法，采用國企就業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比重來衡量市場化水平。

產(chǎn)業(yè)結構（industry）。該指標是衡量積極發(fā)展狀況的重要指標，反映產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各生產(chǎn)要素之間、產(chǎn)業(yè)之間的關系，本文參考傅京燕等[16]、何鑫鑫[17]的做法，采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結構，探究產(chǎn)業(yè)結構對TFP 的影響。

人力資本狀況（people）。對于人力資本狀況，目前較為權威的是用受教育年限來衡量，根據(jù)中國的教育制度，本文參考李燕等[18]的做法，小學學制6年，初中、高中和中專學制3年，大專以及本科大部分學制4年，即年限分別為6年、9年、12年和16年，則人力資本計算公式如下：

（A1[×]6+A2[×]9+A3[×]12+A4[×]16）/A5

其中，A1=小學學歷人數(shù)，A2=初中學歷人數(shù)，A3=高中和中專學歷人數(shù)，A4=大專及本科以上學歷人數(shù)， A5=6歲以上人口總數(shù)。

金融發(fā)展（finance）。我國各省計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的技術進步離不開資金支持，因此金融發(fā)展水平與TFP密切相關，本文借鑒楊靈和程新雨[19]的做法，用金融機構存貸款總額與GDP的比值來衡量金融發(fā)展水平。

外貿(mào)依存度（trade）。外貿(mào)依存度是衡量經(jīng)濟開放程度的重要指標，對TFP具有重要影響，本文借鑒張心悅和閔維方[20]的做法，采用各省進出口總額與GDP的比值計算外貿(mào)依存度。

4. 轉換變量

本文借鑒相關文獻，選取研發(fā)人員投入（RDren）與研發(fā)經(jīng)費投入（RDqian）來衡量東道國對FDI技術溢出的吸收能力，對于FDI的水平溢出對技術進步的影響，除了技術水平本身，吸收能力也是重要的影響因素。研發(fā)人員投入與研發(fā)經(jīng)費投入是衡量技術吸收能力的重要指標，當這兩項指標超過一定數(shù)值時，F(xiàn)DI水平技術溢出對技術進步可能會產(chǎn)生非線性影響。因此，本文直接選取《中國高新技術統(tǒng)計年鑒》的R&D活動人員與R&D活動經(jīng)費作為轉換變量。各指標的具體計算方法以及數(shù)據(jù)來源見表1。

五、 實證與結論

1. TFP的計算

本部分采用索羅殘差法對TFP的數(shù)值進行了計算，具體計算步驟及數(shù)據(jù)如下：

（1）資本存量的計算

由于我國不公布資本存量的數(shù)據(jù)，但該數(shù)據(jù)在學術研究中比較重要，是計算全要素生產(chǎn)率的必須變量，因此學者在計算中國資本存量數(shù)據(jù)時大多使用Goldsmith[21]提出的永續(xù)盤存法（Perpetual Inventory Method，PIM），相對效率幾何遞減模型下的計算公式為：

Kt= Kt-1（1-δt）+It （1）

其中，It為t年的投資，It=固定資產(chǎn)投資/固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，δt為t年折舊率，Kt-1為t-1年資本存量。

（2）索羅殘差計算TFP

1957年Solow[22]提出了索羅殘差，該方法是核算TFP最基本的、應用時間最長、范圍最廣的方法，因此本文利用上一節(jié)計算出的資本存量數(shù)據(jù)，采用索羅殘差法計算中國各省計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，計算方法如下：

設總量生產(chǎn)函數(shù)為柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

Yit=Ait Kitα Litβ （2）

其中，Yit為i省在t年的產(chǎn)出，Kit為i省在t年的資本存量，Lit為i省在t年的勞動投入，Ait為i省在t年的全要素生產(chǎn)率，上標α、β分別為資本與勞動所得在總產(chǎn)量中所占份額。

對上式兩邊取對數(shù)：

TFP的計算公式：

Ait=Yit/KitαLitβ （3）

TFP增長率的計算公式：

ΔA/A=（At+1-At）/At （4）

同時，考慮到TFP的時間誤差，將式（1）變形整理，則TFP的估算模型為：

ln（Yit／Lit）=lnA0+αln（Kit／Lit） （5）

對上式中參數(shù)α進行估計，求出α、β（β=1-α）帶入，分別求出TFP及增長率。

最后，利用永續(xù)盤存法計算各省每年的資本存量，由于2020年與2021年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)未公布，本文參考廖麗平的做法，選取各省的商品零售價格指數(shù)進行折算。

得到各省的資本存量數(shù)據(jù)后，本文對索羅殘差中的參數(shù)α和β進行估計，此處采取OLS進行估計。使用stata對（5）式進行回歸，得到α=0.385，β=0.615，檢驗結果在95%的置信區(qū)間下顯著。將參數(shù)代入全要素生產(chǎn)率計算公式得出各省每年的全要素生產(chǎn)率與全要素生產(chǎn)率增長率。

2. 計量模型的構建與門檻回歸

（1）模型構建

TFPit=α0+α1FDIit +αccontral+εit? （6）

TFPit=α0+α11FDIit+∑rj=1α12FDIit[×]g（RDrenit；γj，cj）+αccontral+εit? （7）

TFPit=α0+α11FDIit+∑rj=1α12FDIit[×]g（RDqianit；γj，cj）+αccontral+εit （8）

g（qit；γj，cj）={1+exp[-γj[×]∏mj=1（qit- cj）]}-1 （9）

其中，下標i，t分別為省份和時間，TFPit為省份i在t年的全要素生產(chǎn)率，F(xiàn)DIit為省份i在t年的FDI水平技術溢出，RDren、RDqian分別為研發(fā)人員與經(jīng)費投入，contral為控制變量組，包括市場化水平（market）、產(chǎn)業(yè)結構（industry）、人力資本水平（people）、金融發(fā)展（finance）、外貿(mào)依存度（trade）五個變量。g為轉換函數(shù)，取值在0和1之間，r為轉換函數(shù)的個數(shù)，qit為轉換函數(shù)的門限變量，本文選取了衡量FDI技術溢出吸收能力的R&D研發(fā)人員投入（RDren）與R&D研發(fā)經(jīng)費投入（RDqian），γ為轉換函數(shù)的平滑系數(shù)，表示模型在不同區(qū)制的轉換速度，c為位置參數(shù)，表示發(fā)生轉換的位置，m為位置參數(shù)的數(shù)量。m一般有兩種取值，1或者2，表示發(fā)生轉化的次數(shù)為1次和2次：當m取1時，qit>c為高體制，qitc2為外體制，c1

（2）變量的描述性統(tǒng)計和基本處理

變量的描述性統(tǒng)計

省際全要素生產(chǎn)率的差異較大，地區(qū)技術水平發(fā)展參差不齊，研究人員與研究經(jīng)費投入數(shù)據(jù)最小值存在零值，各省對高技術產(chǎn)業(yè)的重視程度不同，中國應鼓勵高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展，重視科技對經(jīng)濟發(fā)展的作用。表3為變量的描述性統(tǒng)計。

平穩(wěn)性檢驗

在進行面板數(shù)據(jù)的回歸分析前需要對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進行檢驗，防止出現(xiàn)偽回歸，由于選取數(shù)據(jù)為長面板數(shù)據(jù)，此處采用LLC方法對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，由表4可知，金融發(fā)展水平的LLC平穩(wěn)性檢驗通過了5%的顯著性水平檢驗，其余變量通過了1%的顯著性水平檢驗，上表所有變量均平穩(wěn)。

（3）PSTR回歸結果及分析

非線性檢驗

該檢驗為了判斷FDI水平技術溢出與該行業(yè)的技術進步兩者是否存在非線性效應，該檢驗的原假設為γ=0，即兩者線性相關，不適宜用PSTR進行回歸；備擇假設為γ≥1，兩者存在非線性，應運用PSTR進一步研究。本文采用Wald、Fischer、LRT三種方法來進行檢驗，檢驗值記為：LM、LMF、LRT，表5結果表明模型（7）的三個檢驗統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下拒絕備擇假設，模型存在非線性關系。也就是說，R&D研發(fā)人員的投入是FDI水平技術溢出對技術進步的非線性關系的一個門檻變量；而模型（8）在m=1與m=2的情況下，三種檢驗結果的統(tǒng)計值均不顯著，未能拒絕原假設，即R&D研發(fā)經(jīng)費投入并不會造成FDI水平技術溢出對技術進步的非線性關系，原因可能是我國該行業(yè)的經(jīng)費資金利用比較充分，并不會因為經(jīng)費的過度投入造成貪污腐敗等問題，從而造成FDI水平技術溢出與技術進步的非線性關系，該結果比較符合實際情況，但是經(jīng)濟發(fā)展水平不同的各區(qū)域是否能得到相同的結果需要進一步研究。由于研發(fā)經(jīng)費的陸續(xù)投入不會影響FDI水平技術溢出對技術進步的促進作用，即在研發(fā)經(jīng)費的陸續(xù)投入的情況下，F(xiàn)DI水平技術溢出與技術進步存在線性關系。下面文章繼續(xù)研究R&D研究人員投入下，F(xiàn)DI水平技術溢出與該行業(yè)技術進步的非線性相關關系。

剩余非線性檢驗

剩余非線性檢驗的目的是確定不同m值下，最優(yōu)轉換函數(shù)的個數(shù)，即確定r的值。該檢驗的原假設為r=1，模型只包含一個轉換函數(shù)；備擇假設為r=2，模型存在兩個轉換函數(shù)，針對模型（7）該檢驗，由表6結果可知，模型（7）在m=1與m=2的情況下，三種檢驗結果的統(tǒng)計值均不顯著，未能拒絕原假設r=1，模型（8）中只包含一個轉換函數(shù)。

位置參數(shù)的確定

此部分主要是對模型位置參數(shù)的個數(shù)進行確定，即確定m的值，m的值一般為1或者2，此處利用AIC值和BIC值最小化準則對m的取值進行確定，由表7可知，AIC和BIC均在m=1時的值小于m=2時的值，該模型位置參數(shù)m的最優(yōu)個數(shù)為1。

PSTR回歸分析

由上述檢驗可知，模型（7）存在非線性關系，且轉換函數(shù)個數(shù)r=1，最優(yōu)位置參數(shù)個數(shù)m=1，模型（8）不存在非線性關系。本節(jié)運用Matlab對模型（7）進行PSTR回歸分析。

由表8可知，以R&D研發(fā)人員投入為門檻，F(xiàn)DI水平技術溢出與計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)的技術進步存在非線性相關關系。隨著研發(fā)人員投入的增加，行業(yè)技術吸收能力逐漸增強，從而FDI水平技術溢出會通過競爭效應等途徑促進行業(yè)技術進步，但是研發(fā)人員的陸續(xù)投入，超過一定水平后，F(xiàn)DI水平技術溢出會對行業(yè)技術進步造成阻礙作用。

研發(fā)人員的陸續(xù)投入，超過一定水平后，研發(fā)人員投入的目標是培養(yǎng)可以進行自主創(chuàng)新的高技術人才，相關人才培養(yǎng)是長期的過程，影響較緩慢[23]，很難提升現(xiàn)階段的技術吸收能力，大量的FDI溢出并未被馬上吸收，以至于在超過門檻后，F(xiàn)DI水平溢出對行業(yè)的技術進步起到阻礙作用。

（4）分區(qū)域門檻跨越情況

東部地區(qū)

模型（7）與模型（8）的r=1，m=1，兩個模型均存在一個轉換函數(shù)，且位置參數(shù)的最優(yōu)個數(shù)為1，對于東部地區(qū)來說，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步影響是非線性的，并以衡量技術吸收能力的兩個指標：R&D研發(fā)人員投入和R&D研發(fā)經(jīng)費投入為門檻，具體的非線性關系可通過PSTR模型進行研究。

中部地區(qū)

由表11可知，兩個模型在m=1與m=2時三種檢驗均不顯著，此時PSTR模型并不適合。即對中部地區(qū)來說，F(xiàn)DI水平技術溢出與該行業(yè)的技術進步并不存在非線性相關關系。

原因可能是中部地區(qū)研發(fā)人員與研發(fā)經(jīng)費投入相對較少，競爭效應、人力資本流動效應等尚未達到使兩者呈現(xiàn)非線性的門檻水平。

西部地區(qū)

與中部地區(qū)類似，由于在西部地區(qū)，研發(fā)投入相對不足，并不足以達到造成兩者非線性的門檻值。

（5）技術進步途徑分析——自主創(chuàng)新與FDI技術溢出

技術進步主要依靠自主創(chuàng)新和FDI技術溢出，由東部地區(qū)實證結果可知，當研發(fā)人員與研發(fā)經(jīng)費投入過多，F(xiàn)DI水平技術溢出與技術進步并非顯著促進作用，由于自主創(chuàng)新的兩面性[24]，此時行業(yè)的科研投入用來增強自身的自主創(chuàng)新能力，該過程周期長，對技術進步的促進不明顯，該階段FDI水平技術溢出的增加并未促進技術進步，長期來看自主創(chuàng)新能力的提高可以使中國擺脫外國技術壟斷，一國要想真正實現(xiàn)技術進步，自主創(chuàng)新才是最好途徑，為了吸收大量的FDI水平技術溢出，東道國勢必會增強自身的技術吸收能力，增強自身吸收能力的同時也會提高自身的自主創(chuàng)新能力，F(xiàn)DI水平技術溢出增加會帶動東道國技術進步途徑由依賴技術溢出轉向自主創(chuàng)新。

六、 結論與政策建議

1. 研究結論

本文基于2001—2021年中國25個省份的計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，利用Matlab采用面板平滑轉化回歸模型，研究以R&D研發(fā)經(jīng)費投入、R&D研發(fā)人員投入為轉換變量的FDI水平溢出效應對行業(yè)技術進步的影響，從全國視角和分區(qū)域視角分別得出以下結論：

第一，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)技術進步起到促進作用，但研發(fā)人員投入超過門檻值后，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步起到阻礙作用；

第二，東部地區(qū)FDI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步起到促進，但是研發(fā)經(jīng)費投入與研發(fā)人員投入超過各自的門檻值后，F(xiàn)DI水平技術溢出對該行業(yè)的技術進步起到阻礙作用；中、西部地區(qū)FDI水平技術溢出與該行業(yè)技術進步呈現(xiàn)線性關系。

2. 政策建議

針對上述研究結果，本文提出如下建議：

（1）國家：

第一，從國家的角度來看，省級政府尤其是東部地區(qū)在進行研發(fā)投入時，注意投入適當?shù)臄?shù)量與研發(fā)投入的利用效率，防止出現(xiàn)研發(fā)投入利用效率偏低的現(xiàn)象；

第二，加快自主創(chuàng)新型人才培養(yǎng)進程，技術進步不能單純依靠FDI溢出，除了利用外資流入產(chǎn)生的人力資本流動效應外，本國的自主研發(fā)應該成為主要途徑，深化科技強國戰(zhàn)略；

第三，東部地區(qū)在進行研發(fā)投入時，要注意研發(fā)投入量，防止出現(xiàn)因研發(fā)投入過多造成FDI水平技術溢出阻礙行業(yè)技術進步的情況。

第四，中、西部地區(qū)加強自身經(jīng)濟建設，加大研發(fā)投入力度，根據(jù)技術擴散與人力資本理論，這兩個區(qū)域在目前來看，研發(fā)的持續(xù)投入會對FDI水平技術溢出促進行業(yè)技術進步這一現(xiàn)象帶來正向影響。

（2）企業(yè)：

第一，從企業(yè)的角度來看，企業(yè)在研發(fā)投入方面應該量力而行，研發(fā)投入并非越多越好，當FDI產(chǎn)生水平溢出時，過多的研發(fā)投入會對技術進步產(chǎn)生阻礙作用，尤其是東部地區(qū)的企業(yè)。企業(yè)應對自身的技術吸收能力進行評估，再決定是否繼續(xù)增加研發(fā)投入。

第二，外商在決定是否進行直接投資時，不僅要考慮東道國的經(jīng)濟實力，還要關注東道國企業(yè)的技術溢出吸收能力。吸收能力應成為外商決定是否投資的關鍵因素。缺乏吸收能力的國家可能無法利用外資帶來的潛在利益，而擁有較高吸收能力的國家更有可能充分吸收并受益于外商直接投資，并產(chǎn)生良好的反饋。因此，外商在進行考察時，要將吸收能力作為考察的重點。

參考文獻：

[1] 于國才.FDI技術溢出、自主研發(fā)與中國技術進步[D].濟南：山東理工大學，2010.

[2] Blomstr?m，Ari Kokko，趙學盡，黃克臣.外國直接投資激勵經(jīng)濟學[J].經(jīng)濟資料譯叢，2005（2）：9-20.

[3] 范黎波，吳易明.FDI技術溢出的水平效應與垂直效應——基于中國工業(yè)面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2011，27（3）：40-47.

[4] 畢克新，楊朝均.FDI溢出效應對我國工業(yè)碳排放強度的影響[J].經(jīng)濟管理，2012，34（8）：31-39.

[5] 趙柯.外商直接投資與東道國企業(yè)的進入與退出[D].沈陽：東北大學，2016.

[6] 岳欣.中國制造業(yè)FDI、間接水平溢出與企業(yè)生產(chǎn)率研究[D].武漢：中南財經(jīng)政法大學，2019.

[7] 陳頌，盧晨.基于行業(yè)技術相似度的FDI技術溢出效應研究[J].國際貿(mào)易問題，2019（1）：106-118.

[8] 王海燕，羅亞非，孫守霞，等.通信設備、計算機及其它電子設備制造業(yè)R&D績效分析[J].科研管理，2007（增刊1）：158-162.

[9] 朱長征.基于DEA的產(chǎn)業(yè)效率分析——以陜西省通信設備、計算機及其它電子設備制造業(yè)為例[J].西安郵電學院學報，2012，17（4）：92-95.

[10] 劉燦燦，徐明瑜，陳佳欣.我國上市公司并購重組價值評估研究——以計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)為例[J].中國資產(chǎn)評估，2022（11）：27-33.

[11] Hansen Bruce E.Threshold Effects in Non-dynamic Panel Estimation，Testing and Inference[J].Journal of Econometrics，1999（93）：345-368

[12] Gonzalzea A，Ter?virta T，Van Dijk D，et al.Panel Smooth Transition Regression Modeals[R].Research Paper，2005.

[13] 王慧新，來逢波.科技成果產(chǎn)業(yè)化、全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟增長——基于山東省2009—2019年16地市的面板數(shù)據(jù)[J].西部金融，2022（8）：16-25.

[14] 北京大學中國經(jīng)濟研究中心課題組：中國出口貿(mào)易中的垂直專門化與中美貿(mào)易[J].世界經(jīng)濟，2006（5）：341.

[15] 廖麗平，王芳.對外開放背景下廣東全要素生產(chǎn)率的變動軌跡與演進特征[J].廣東財經(jīng)大學學報，2019，34（2）：102-112.

[16] 傅京燕，胡瑾，曹翔.不同來源FDI、環(huán)境規(guī)制與綠色全要素生產(chǎn)率[J].國際貿(mào)易問題，2018（7）：134-148.

[17] 何鑫鑫.環(huán)境規(guī)制、FDI與城市全要素生產(chǎn)率[D].武漢：中南財經(jīng)政法大學，2022.

[18] 李燕，韓伯棠，張慶普.FDI溢出、門檻效應與我國區(qū)域技術進步——基于全國29個省市面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].中國科技論壇，2011（3）：79-83.

[19] 楊靈，程新雨.RCEP背景下中國與東北亞出口貿(mào)易潛力研究——基于引力模型的實證分析[J].北方經(jīng)貿(mào)，2023（9）：15-19.

[20] 張心悅，閔維方.教育在提高全要素生產(chǎn)率中的作用研究——基于線性與非線性視角[J].北京大學教育評論，2021，19（3）：101-124.

[21］ Goldsmith R.A Perpetual Inventory of National Wealth[J].NBER Studies in Income and Wealth，1951（14）：5-61.

[22] （美）羅伯特·索洛.經(jīng)濟增長因素分析[M].史清琪等譯.北京：商務印書館，1991：65-94.

[23] 陳星宇.FDI技術溢出受地區(qū)吸收能力的影響及其替代指標的門檻效應分析[D].上海：上海財經(jīng)大學，2021.

[24] Cohen W，Levinthal D.Innovation and Learning：The Two Faces of R&D[J].Economic Journal，1989（99）：569-596.

作者簡介：齊麗暘，女，新疆師范大學商學院，碩士研究生，研究方向為直接投資；王維然，男，經(jīng)濟學博士，新疆師范大學商學院黨委書記，中國俄羅斯東歐學會理事，新疆國際稅收研究會副秘書長，新疆經(jīng)濟學會常務理事，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟一體化、中亞經(jīng)濟。

（收稿日期：2023-11-30? 責任編輯：蘇子寵）