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在中國過去28年的改革開放過程中，外國直接投資(FDI)一直在中國的資本形成、就業(yè)、出口、市場發(fā)育與發(fā)展等方面起著十分重要的作用。直到2006年，中國仍保持著FDI的最大發(fā)展中東道國的地位。然而，對于外國直接投資是否對中國企業(yè)產(chǎn)生了技術(shù)溢出效果，在理論學術(shù)界、政策決策部門與企業(yè)界存在不同看法。Huang(2003)認為外國直接投資在中國上世紀80年代至90年代的迅速增長中與技術(shù)溢出毫無關(guān)系，跨國公司與港澳臺資企業(yè)主要利用中國國內(nèi)體制對中國民營企業(yè)的歧視與地方分割，才保持了對中國民族企業(yè)的競爭優(yōu)勢，從而使FDI在過去的20年內(nèi)在中國獲得迅速擴張。但是，吳延兵(2006)、王紅嶺等(2006)、仝月婷與胡又欣(2005)則利用企業(yè)數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗研究，發(fā)現(xiàn)FDI對中國制造業(yè)有顯著的正溢出效應(yīng)。

人們通常粗略地把引進外資的戰(zhàn)略歸納為“以市場換技術(shù)”，即以中國國內(nèi)市場的潛在價值來吸引外資企業(yè)投資，從而使中國企業(yè)學到世界先進技術(shù)。問題在于，中國市場對外資的開放是否換來了技術(shù)溢出？這里涉及到一系列相關(guān)的問題：如何度量技術(shù)？如何估算技術(shù)溢出效果？毫無疑問，中國的技術(shù)水平與世界技術(shù)的前沿之間至今仍存在相當大的差距，也毫無疑問，中國應(yīng)當學習國外先進技術(shù)。然而，學習國外先進技術(shù)可以通過多種渠道：如通過進出口貿(mào)易、來料加工契約方式、引進設(shè)備、引進人才、購買專利以及共建研發(fā)基地等，當然也可以通過FDI。為什么我們要如此強調(diào)以FDI的方式來學習國外先進技術(shù)？從理論上說(Kinoshita,2001)，引進外國直接投資企業(yè)的方式，會通過四種渠道對FDI的東道國企業(yè)產(chǎn)生正的技術(shù)溢出效應(yīng)：(1)示范—模仿效應(yīng)；(2)競爭效應(yīng)；(3)對外聯(lián)系效應(yīng)；(4)培訓效應(yīng)，即通過勞動力從跨國公司到本國企業(yè)的流動，將外國直接投資企業(yè)的先進管理、先進技術(shù)轉(zhuǎn)移給本國企業(yè)。在中國的FDI是否通過上述渠道對我們傳輸或溢出了技術(shù)呢？

本文利用中國第一次全國經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)估算FDI對中國制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)。中國第一次全國經(jīng)濟普查是將原計劃在2005年開展的第四次全國工業(yè)普查與2006年開展的第三次全國基本單位普查合并，在2005年完成的對中國境內(nèi)從事第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的全部法人單位、產(chǎn)業(yè)活動單位和個體工商業(yè)戶的普查。普查的標準時間是2004年12月31日，時期資料為2004年度。由于資料的可得性限制，我們只獲得加總后按地區(qū)（共410個市級單位）與按3位數(shù)分類的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)（共190個3位數(shù)產(chǎn)業(yè)）數(shù)據(jù)的子樣本。該樣本只加總規(guī)模以上的內(nèi)資企業(yè)、港澳臺資企業(yè)與外資企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)與科技活動數(shù)據(jù)。這里所謂的“規(guī)模以上”是指產(chǎn)品銷售收入在500萬元以上的企業(yè)。樣本中的中國“內(nèi)資企業(yè)”包括國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、國有聯(lián)營企業(yè)、集體聯(lián)營企業(yè)、國有與集體聯(lián)營企業(yè)、其他聯(lián)營企業(yè)、國有獨資公司、其他有限責任公司、股份有限公司、私營獨資企業(yè)、私營合伙企業(yè)、私營有限責任公司、私營股份有限公司、其他內(nèi)資企業(yè)等15類企業(yè)；“港澳臺企業(yè)”包括與港澳臺合資經(jīng)營企業(yè)、與港澳臺合作經(jīng)營企業(yè)、港澳臺商獨資經(jīng)營企業(yè)、港澳臺商投資股份有限公司等4類企業(yè)；“外資企業(yè)”包括中外合資經(jīng)營企業(yè)、中外合作經(jīng)營企業(yè)、外資企業(yè)、外商投資股份有限公司等4類企業(yè)。因此，這里的“內(nèi)資企業(yè)”、“港澳臺資企業(yè)”與“外資企業(yè)”的劃分是粗略的，無論是港澳臺資企業(yè)類中，還是外資企業(yè)類中都含有內(nèi)資的成分。由于數(shù)據(jù)是時點數(shù)據(jù)，我們只能做橫截面數(shù)據(jù)分析。不過，由于該數(shù)據(jù)包含了迄今最新、最全面的中國境內(nèi)企業(yè)R&D的活動信息，這為我們分析FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)提供了最新的第一手資料。

在以下的三節(jié)里，第一節(jié)討論研究方法，并給出我們的三個估算模型。第二節(jié)通過橫截面數(shù)據(jù)的回歸分析，檢驗FDI對中國制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)，我們分地區(qū)（410個地級市）與分行業(yè)（190個3位數(shù)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)）作了OLS分析，以便分析FDI在地區(qū)內(nèi)的技術(shù)溢出與在行業(yè)內(nèi)的技術(shù)溢出。第三節(jié)給出了研究的結(jié)論。

一方法與度量

在研究FDI對其東道國經(jīng)濟的技術(shù)溢出的文獻里，最為常用的方法是在生產(chǎn)函數(shù)的估算中將FDI列入解釋變量集，考察FDI變量對東道國GDP的影響是否顯著為正。我們在這里不打算綜述關(guān)于FDI技術(shù)溢出的全部經(jīng)驗研究文獻，只就近年來與我們的研究直接有關(guān)的三種方法作簡單回顧。

一是Aitken與Harrison(1999)的生產(chǎn)函數(shù)估算法。Aitken與Harrison運用委內(nèi)瑞拉1976～1989年企業(yè)普查數(shù)據(jù)，估算了FDI對其經(jīng)濟的技術(shù)溢出效應(yīng)。Aitken與Harrison(1997)指出，F(xiàn)DI對東道國企業(yè)的生產(chǎn)率可能會帶來兩種效果：一是由于FDI進入后擠占了東道國企業(yè)的市場份額，稱為“偷竊市場效應(yīng)”(stealmarketeffect)，這會使內(nèi)資企業(yè)減少產(chǎn)量，內(nèi)資企業(yè)的固定成本分攤到比原來更小的產(chǎn)出規(guī)模上，從而最終降低內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率；二是由于FDI的技術(shù)溢出（通過人員在外資企業(yè)到內(nèi)資企業(yè)的流動；通過新產(chǎn)品的示范；通過FDI企業(yè)在下游產(chǎn)業(yè)對上游的內(nèi)資企業(yè)的訂貨，會對內(nèi)資企業(yè)提供技術(shù)支持；通過FDI的出口導向，內(nèi)資企業(yè)可以學到生產(chǎn)技術(shù)和營銷技術(shù)等等）會使內(nèi)資企業(yè)的平均成本曲線下移從而提高內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率。至于這兩種效應(yīng)哪一種占上風？不同的國家可能會有不同的結(jié)果，甚至同一個接受FDI的國家在不同的發(fā)展時期也會呈現(xiàn)不同的結(jié)果。Aitken和Harrison的論文特別指出，通常關(guān)于FDI技術(shù)溢出的效果估算存在“識別”問題：FDI往往會投資于東道國內(nèi)生產(chǎn)率較高的區(qū)域與產(chǎn)業(yè)，因此，即使在計量上發(fā)現(xiàn)FDI與東道國的生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系，也難以說明因果關(guān)系。為此，借助于面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢，他們控制了地區(qū)、時間與產(chǎn)業(yè)啞變量，分別考察了FDI在區(qū)域內(nèi)和在產(chǎn)業(yè)內(nèi)的溢出效應(yīng)。他們的回歸模型中的被解釋變量是取對數(shù)的企業(yè)產(chǎn)出(lny)，解釋變量除了生產(chǎn)函數(shù)中常見的資本(K)與勞動(L)之外，加進了企業(yè)i所在的行業(yè)t中的FDI份額，與企業(yè)i所在的區(qū)域j中的FDI份額，F(xiàn)DI份額的變量是用FDI企業(yè)就業(yè)占全部就業(yè)的比重來定義的。這個回歸方法對于企業(yè)數(shù)據(jù)的計量分析是十分貼切的，其好處是可以區(qū)分出FDI在產(chǎn)業(yè)內(nèi)的技術(shù)溢出與地區(qū)內(nèi)的技術(shù)溢出。

二是Sabirianova-Svejnar-Terrell（簡稱SST模型）(2005)對捷克與俄羅斯內(nèi)FDI溢出效應(yīng)的比較研究。SST模型在四個方面對我們的啟發(fā)：(1)定義了引進FDI的東道國與世界先進水平之間的“技術(shù)差距”。這就是假定FDI企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP[,f])代表國際先進水平，從而用內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP[,d])與TFP[,f]之間的比率(TFP[,f]/TFP[,d])來度量東道國與世界先進水平的差距。(2)SST模型在估算FDI的溢出效應(yīng)時區(qū)分了FDI份額對內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)與FDI份額對外資企業(yè)本身的溢出效應(yīng)。(3)關(guān)于溢出效應(yīng)的度量仍然是用FDI的份額對取對數(shù)后的產(chǎn)出(t)的回歸系數(shù)來度量。(4)SST模型引進了FDI隨時間變化的效應(yīng)分析，它用FDI存在的時間長度(t)與FDI份額的交叉項系數(shù)來度量這一效應(yīng)。SST模型的經(jīng)驗結(jié)果是，無論是在捷克，還是在俄羅斯，F(xiàn)DI對東道主企業(yè)的生產(chǎn)率都產(chǎn)生顯著的負面效應(yīng)：從1992～1994年這一階段到1995～1997年這一階段，F(xiàn)DI的進入反而使捷克與俄羅斯離世界先進水平更遠了；在1995～1997年這一階段到1998～2000年這一階段，F(xiàn)DI也沒有使這兩國縮小與世界先進技術(shù)水平之間的差距。

三是Kinoshita(2001)關(guān)于FDI與東道國R&D交互作用而產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)的計量分析模型。SST模型(2005)已經(jīng)指出，F(xiàn)DI之所以對東道國會發(fā)生負面效應(yīng)，可能是由于東道國的R&D沒能發(fā)揮吸收作用。而關(guān)于這一點，Kinoshita早在2001年就已經(jīng)在計量模型中加以考慮。Kinoshita認為，東道國的研發(fā)活動具有兩方面的作用：一是研發(fā)本身會對企業(yè)生產(chǎn)率發(fā)生正向作用，這是R&D的“創(chuàng)新”效應(yīng)；另一方面是R&D對FDI的吸收效應(yīng)，引進FDI的東道國應(yīng)該具有與FDI相匹配的技術(shù)水平，才能吸收FDI帶來的先進技術(shù)，而這種吸收FDI技術(shù)的技術(shù)水平是由R&D活動產(chǎn)生的。于是，在Kinoshita的計量模型里，引入了()這一變量（為研發(fā)支出占增加值的比重），以及()這一交叉項（這里，“FDI”是用FDI企業(yè)就業(yè)占全部就業(yè)比重定義的）。Kinoshita盡管也用FDI企業(yè)的全要素生產(chǎn)率TFP[,f]與內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率TFP[,d]之間的差來定義東道國與FDI企業(yè)母國之間的技術(shù)差距，并且在文中列出了15個主要產(chǎn)業(yè)中的平均值的差，但在估算FDI對東道國的溢出效應(yīng)時，仍將（即東道國增加值的增長率）作為因變量。Kinoshita運用捷克制造業(yè)（1995～1998年）1217家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)作回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)FDI對東道國的并不具有顯著的作用（且系數(shù)為負），但()這一交叉項的回歸系數(shù)顯著為正，說明，盡管FDI沒有對捷克發(fā)生直接的技術(shù)溢出作用，但東道國企業(yè)通過R&D與技術(shù)創(chuàng)新仍吸收了FDI的技術(shù)。

我們的經(jīng)驗分析借鑒了以上三個計量模型的方法。依次對以下三個估算模型作了OLS回婦：

在上述三個估算模型中，工業(yè)總產(chǎn)值記為Y，TY表示總的工業(yè)總產(chǎn)值（普查涵蓋的2004年底的制造業(yè)內(nèi)全部內(nèi)資與FDI企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值）；DY表示內(nèi)資企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值。K與L分別表示企業(yè)固定資本量與就業(yè)量，同樣，TK與TL中的“T”都表示“總”（內(nèi)資加FDI企業(yè)）；而DK與DL分別表示內(nèi)資企業(yè)的固定資本量與就業(yè)量?！癋DI”是用FDI企業(yè)就業(yè)占全部就業(yè)的比重度量的?！癟FP”是指全要素生產(chǎn)率，定義如下：

j代表外資企業(yè)、港澳臺資企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)三類企業(yè)，從而，TFPDIF（內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平與外資企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的差距）便定義為：

下標d表示內(nèi)資，下標f表示FDI，f又分“港澳臺”與外資。

我們之所以將“TFPDIF”作為中國與世界先進技術(shù)水平之間的差距，是基于以下兩點理由：(1)一般認為，“TFP”即“索羅余項”實際上代表一國的技術(shù)水平或制度因素對生產(chǎn)率的效應(yīng)；(2)在SST模型、Kinoshita模型中，已經(jīng)用其來定義東道國與FDI母國之間的技術(shù)差距，我們只是在這一定義基礎(chǔ)上，把“TFPDIF”作為估算模型的因變量，旨為發(fā)現(xiàn)FDI，內(nèi)資企業(yè)的R&D（我們用內(nèi)資企業(yè)的R&D支出／就業(yè)量來定義的交叉項對于中國縮小與世界技術(shù)水平之間差距的作用，從而以數(shù)字來回答：市場是否換來了技術(shù)？

具體的估算過程如下：

在對方程(1)的回歸中，我們把FDI分為兩類，一類是港澳臺資企業(yè)，另一類是其他的FDI，我們稱為“外資”企業(yè)。所以，對方程(1)的回歸由于變量FDI分為兩類，我們實質(zhì)上作了兩個回歸。又由于我們的數(shù)據(jù)分地區(qū)（觀察規(guī)模為410個地級市）與分行業(yè)（觀察規(guī)模為190個3位數(shù)制造產(chǎn)業(yè)），從而我們對方程(1)的回歸便有4個結(jié)果。

關(guān)于方程(1)的回歸結(jié)果可能帶來Aitken與Harrison指出過的“識別問題”：FDI與ln(TY)之間的正相關(guān)系數(shù)可能會高估FDI對東道國的溢出作用，因FDI一般會流向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)。因此，我們在方程(2)專門考察FDI對內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率ln(TY)的作用，結(jié)果也分4種：分地區(qū)的港澳臺資溢出效應(yīng)，分行業(yè)的港澳臺資溢出效應(yīng)，分地區(qū)的外資溢出效應(yīng)，分行業(yè)的外資溢出效應(yīng)。

對方程(3)的回歸基于對內(nèi)資、港澳臺資、外資三類企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)中的全要素生產(chǎn)率的分別估算，由此我們得到內(nèi)資與港澳臺企業(yè)之間全要素生產(chǎn)率之差的數(shù)列，以及內(nèi)資與外資企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率之差的數(shù)列。因此，對方程(3)的回歸又可分為兩類：港澳臺資的效應(yīng)。由于對每一類“TFPDIF”估算又可分地區(qū)與行業(yè)，我們同樣得到4個結(jié)果。

二FDI對中國制造業(yè)的溢出作用

（一）FDI對中國制造業(yè)總體的溢出作用

我們將FDI分為兩類：除港澳臺資以外的“外資”與“港澳臺資”。然后分別考察它們對lnTY的效應(yīng)。

表1給出了“外資”對于中國制造業(yè)總體生產(chǎn)率的效應(yīng)?？梢钥闯觯巴赓Y”的直接投資(FDI)在地區(qū)內(nèi)與ln(TY)的系數(shù)，在行業(yè)內(nèi)與ln(TY)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正；以就業(yè)比率定義的FDI份額，在地區(qū)內(nèi)與ln(TY)的系數(shù)(1.115)要大于其在行業(yè)內(nèi)與ln(TY)的系數(shù)(0.899)；但以資本比率定義的FDI份額在行業(yè)內(nèi)與ln(TY)的系數(shù)值(0.871)則高于其在地區(qū)內(nèi)與ln(TY)的系數(shù)值(0.841)。無論是分地區(qū)回歸，還是按行業(yè)數(shù)據(jù)進行回歸，我們都發(fā)現(xiàn)，按就業(yè)比率定義的FDI份額對ln(TY)的系數(shù)都要高于按資本比重定義的FDI份額對ln(TY)的系數(shù)。這意味著，如果正相關(guān)系數(shù)代表FDI對中國經(jīng)濟的溢出作用，則在地區(qū)內(nèi)通過就業(yè)而傳導的溢出作用要遠大于在行業(yè)內(nèi)通過就業(yè)而傳遞的溢出作用；在外資行業(yè)內(nèi)通過資本形成而傳遞的溢出作用要稍大于地區(qū)內(nèi)通過資本形成而傳遞的溢出作用；外資通過就業(yè)（人力資本）傳遞的溢出作用要大于通過資本形成而傳遞的溢出作用。

表2給出了港澳臺資企業(yè)的FDI對中國制造業(yè)總生產(chǎn)率的效應(yīng)分析。與表1相比較，我們發(fā)現(xiàn)，無論是分地區(qū)看，還是分行業(yè)看，港澳臺資都與外資一樣，在1%的水平上與中國制造業(yè)總生產(chǎn)率顯著正相關(guān)。如果把“正相關(guān)系數(shù)”看成是溢出的一種度量，則可以從表2看出，按就業(yè)比重定義的FDI份額，在地區(qū)內(nèi)對ln(TY)的溢出效應(yīng)(1.04)要大于在行業(yè)內(nèi)的溢出效應(yīng)(0.911)；但若按資本比重來定義FDI份額，則其在行業(yè)內(nèi)對ln(TY)的溢出效應(yīng)(1.04)要大于其在地區(qū)內(nèi)的溢出效應(yīng)(0.886)。表2與表1的不同之處在于，港澳臺資通過就業(yè)而傳遞的溢出效應(yīng)不再對通過資本形成而傳遞的溢出效應(yīng)占優(yōu)。

（二）FDI對中國制造業(yè)內(nèi)資企業(yè)的溢出作用

上一分節(jié)所顯示的結(jié)果難以說明“因果性”，顯著正相關(guān)的系數(shù)可能遠遠高估FDI對中國經(jīng)濟的溢出效應(yīng)。這一分節(jié)我們只觀察FDI對內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率的效應(yīng)。結(jié)果如表3與表4所示。

表3給出“外資”對內(nèi)資的溢出效果估算。由于在產(chǎn)出、資本與勞動變量中都減去了FDI企業(yè)的對應(yīng)值，只考察外資的FDI份額對內(nèi)資企業(yè)總生產(chǎn)率ln(DY)的效應(yīng)，我們將表3與表1相比，便可以發(fā)現(xiàn)有以下不同：(1)外資的FDI份額對ln(DY)的作用系數(shù)值在4列中都顯著變小了。(2)只有在分地區(qū)回歸的結(jié)果中，外資份額才與內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率ln(DY)顯著正相關(guān)，但其顯著性已下降（從99%下降為95%）。(3)若從分行業(yè)的回歸結(jié)果看，外資份額與內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率之間已沒有顯著的相關(guān)性。這說明，即使把正相關(guān)系數(shù)讀成“正溢出效應(yīng)”，這種溢出效應(yīng)在行業(yè)內(nèi)部也是不存在的。(4)外資在地區(qū)內(nèi)通過就業(yè)對內(nèi)資企業(yè)的正溢出效應(yīng)(0.419)仍大于通過資本形成的渠道對內(nèi)資企業(yè)發(fā)生的正溢出效應(yīng)(0.328)。

再看港澳臺資對制造業(yè)內(nèi)資企業(yè)總生產(chǎn)率的效應(yīng)（見表4）則可以發(fā)現(xiàn)：(1)與表2比較，港澳臺資份額對ln(DY)的效應(yīng)在對應(yīng)的4列中都大大下降了，這說明，無論從地區(qū)溢出看，還是從行業(yè)溢出看，港澳臺資對內(nèi)資企業(yè)的凈溢出作用都要比上一分節(jié)中顯示的效應(yīng)低許多。(2)表4與表3相比可以發(fā)現(xiàn)，港澳臺資對內(nèi)資企業(yè)總生產(chǎn)率的凈溢出作用要大出2～3倍。(3)外資企業(yè)在分行業(yè)的回歸里對內(nèi)資企業(yè)不再具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而港澳臺資企業(yè)在分行業(yè)的回歸中與內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率仍然顯著正相關(guān)。這說明港澳臺資企業(yè)對內(nèi)資企業(yè)的正溢出作用要比外資企業(yè)對內(nèi)資企業(yè)的正溢出作用強勁。(4)在地區(qū)內(nèi)的溢出中，港澳臺資通過就業(yè)渠道對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)大于其通過資本形成的渠道對內(nèi)資企業(yè)的效應(yīng)，但在行業(yè)內(nèi)溢出中，港澳臺資企業(yè)通過資本形成發(fā)生的溢出效應(yīng)要大于其通過就業(yè)渠道而發(fā)生的溢出效應(yīng)。

（三）FDI對于中國內(nèi)資企業(yè)縮小與外資企業(yè)之間技術(shù)差距的作用

這一分節(jié)，我們考察內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)在全要素生產(chǎn)率上的差距，然后檢驗FDI份額是否對于中國企業(yè)縮小與國際先進技術(shù)水平之間的差距發(fā)生了有益的作用？中國內(nèi)資企業(yè)的R&D活動是否具有“創(chuàng)新作用”或“增進吸收能力”的作用？

我們以公式(3)為基礎(chǔ)進行分析。為了按公式(3)進行回歸，我們首先按地區(qū)（410個地區(qū)）與按產(chǎn)業(yè)（190個3位數(shù)制造產(chǎn)業(yè)）對內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)、內(nèi)資企業(yè)與港澳臺資企業(yè)對應(yīng)作了4次生產(chǎn)函數(shù)的估算，由于外資企業(yè)與港澳臺資企業(yè)并未全部進入這410個地區(qū)與190個產(chǎn)業(yè)，并且中國政府對外資與港澳臺資在產(chǎn)業(yè)準入上是有區(qū)別的，因此，當我們在地區(qū)觀察值中刪去外資為零的觀察單位所剩下的觀察單位數(shù)與刪去港資為零的單位后剩下的樣本規(guī)模是不一樣的；同樣地，在分產(chǎn)業(yè)的回歸中，刪去外資為零的觀察值后的樣本規(guī)模會不同于刪掉港澳資為零的觀察值后的樣本規(guī)模。因此，事實上，我們要對“外資”與“港澳臺資”企業(yè)各作分地區(qū)、分行業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)估算，共獲得4個數(shù)列的“全要素生產(chǎn)率”。同時，按上面這4個數(shù)列，我們再對應(yīng)構(gòu)造內(nèi)資企業(yè)的子樣本，估算出對應(yīng)的4個關(guān)于內(nèi)資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的數(shù)列。

結(jié)果與Kinoshita(2001)的發(fā)現(xiàn)類似。當我們將按地區(qū)、按行業(yè)的外資企業(yè)的TFP數(shù)列、港澳臺資企業(yè)的TFP數(shù)列與對應(yīng)的內(nèi)資企業(yè)TFP數(shù)列比較時，發(fā)現(xiàn)：(1)這6個數(shù)列（分地區(qū)的外資、港澳臺資、內(nèi)資企業(yè)的TFP序列、分行業(yè)的外資、港澳臺資、內(nèi)資企業(yè)的TFP序列）中的每個數(shù)列中都各有正、負數(shù)；(2)由上述6個數(shù)列構(gòu)成的關(guān)于FDI企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)之間在全要素生產(chǎn)率上面之差的4個序列中的每一個差序列也各由正負數(shù)組成；(3)但令我們驚訝的是，無論是簡單算術(shù)平均數(shù)，還是加權(quán)平均數(shù)，外資企業(yè)TFP平均數(shù)與內(nèi)資企業(yè)TFP平均數(shù)之差都是負的；(4)在兩個港澳臺資企業(yè)TFP與內(nèi)資企業(yè)TFP之差的序列中，按地區(qū)求出港澳臺資TFP算術(shù)平均數(shù)和加權(quán)平均數(shù)與對應(yīng)的內(nèi)資企業(yè)TFP均值之差都為正；而按行業(yè)算出的TFP之差的序列中，按算術(shù)平均與加權(quán)平均后求得的港澳臺資TFP均值和內(nèi)資企業(yè)的TFP均值之差都為負。4個TFP均值之差的平均數(shù)的信息如表5所示。

在表5中，所謂加權(quán)平均數(shù)中的權(quán)數(shù)W[,ih]為h類資本（h等于外資、港澳臺資、內(nèi)資三類）中在地區(qū)（或行業(yè)）i中投入的比率，即。

表5TFP的平均數(shù)之差（TFP按含截距的生產(chǎn)函數(shù)估算）

我們對TFP估算值所基于的生產(chǎn)函數(shù)估算采取了不含截距的方法，以此獲得關(guān)于外資、港澳臺資與內(nèi)資分地區(qū)、分行業(yè)的6個TFP序列，按表5的方法重新計算FDI類企業(yè)的TFP與內(nèi)資企業(yè)的TFP之差，結(jié)果如表6所示。

我們可以看到，由于對生產(chǎn)函數(shù)采取無截距估算，使TFP序列發(fā)生一些變化，結(jié)果使外資企業(yè)的TFP加權(quán)平均數(shù)與內(nèi)資企業(yè)的TFP加權(quán)平均數(shù)之差，無論是從地區(qū)的角度看，還是按行業(yè)的角度看都為正；然而，若取算術(shù)平均數(shù)，則內(nèi)資的TFP仍要高于外資的TFP（見表6板塊A）。港澳臺資的TFP，若按地區(qū)平均（無論是加權(quán)平均，還是算術(shù)平均），高于內(nèi)資的TFP均值；而按行業(yè)看，則加權(quán)后港澳臺資TFP均值會高于內(nèi)資TFP的加權(quán)平均數(shù)，從算術(shù)平均數(shù)意義上的TFP來說，港澳臺資并不勝于內(nèi)資企業(yè)。

所以，若以無截距的生產(chǎn)函數(shù)作為估算基礎(chǔ)，若對加權(quán)平均后的TFP值進行比較，則內(nèi)資與FDI企業(yè)之間是存在一定的技術(shù)差距的。

那么，F(xiàn)DI的進入是否有助于內(nèi)資企業(yè)縮小與外資企業(yè)或港澳臺資企業(yè)的技術(shù)差距呢？我們按公式(3)對此作了OLS回歸，回歸結(jié)果如表7與表8。

表6TFP的平均數(shù)之差（TFP按無截距的生產(chǎn)函數(shù)估算）

從表7中我們可以看到：(1)外資的FDI對TFPDIF的作用大都為負（的4個估算值中有3個為負）說明外資份額提高后對于內(nèi)資企業(yè)縮小與外資技術(shù)差距是有正面作用的，但作用并不顯著，并且，無論是按有截距項的生產(chǎn)函數(shù)估算TFP，還是按無截距項的生產(chǎn)函數(shù)估算TFP，外資份額對TFPDIF的作用都不顯著。

(2)中國內(nèi)資企業(yè)本身的研發(fā)（人均R&D支出）則對縮小內(nèi)資企業(yè)與國際先進技術(shù)水平之間的差距有正面作用（的估算值在按地區(qū)估算的模型中顯著為負，且顯著水平為1%）；在按行業(yè)估算的模型中，人均研發(fā)支出對縮小內(nèi)資企業(yè)與國外技術(shù)水平之間差距的作用不顯著。

(3)外資的直接投資與內(nèi)資研發(fā)的交叉項系數(shù)的估算值在分地區(qū)回歸模型中為正，且在10%水平上顯著，說明外資進入與內(nèi)資研發(fā)之間的交互作用不利于內(nèi)資企業(yè)縮小與國際先進技術(shù)水平的差距，意味著外資進入后可能由于“市場偷竊”效應(yīng)而使內(nèi)資企業(yè)降低了對研發(fā)投入的動力。也說明國內(nèi)研發(fā)在增加“吸收能力”方面尚有差距。

(4)盡管估算TFP的值與生產(chǎn)函數(shù)中含不含截距項有關(guān)系，但表7顯示，在估算FDI份額、研發(fā)以及FDI與研發(fā)交叉項對TFPDIF的效應(yīng)時，生產(chǎn)函數(shù)中含不含截距項基本上是無影響的。因此，我們可以得出結(jié)論：外資進入的份額對于內(nèi)資企業(yè)縮小與國際先進水平之間的距離方面，即使存在正面效應(yīng)，效應(yīng)也不顯著，倒是內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)即自主創(chuàng)新會顯著地縮小中國企業(yè)與國際先進技術(shù)水平之間的距離。

我們再看港澳臺資(HFDI)份額對TFPDIF的作用。表8顯示：(1)在分行業(yè)回歸的模型中，在10%或5%水平上顯著為負，說明港澳臺資的進入倒是會顯著地縮小內(nèi)資企業(yè)與港澳臺資企業(yè)在技術(shù)上的差距，即內(nèi)資企業(yè)在學習技術(shù)上可能更易于與港澳臺資企業(yè)融合；(2)人均研發(fā)支出對于內(nèi)資企業(yè)縮小與港澳臺資企業(yè)的技術(shù)差距并無顯著作用，盡管人均R&D投資的作用方向正確。這說明內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)可能更側(cè)重于對付外資企業(yè)的競爭壓力，而不太重視將R&D投向縮小與港澳臺企業(yè)之間的技術(shù)差距。(3)港澳臺資份額與內(nèi)資企業(yè)R&D的交互項作用在分地區(qū)、分行業(yè)的4個估算模型中都不顯著，不過在按地區(qū)回歸的模型中的作用方向正確，說明港澳臺資進入對內(nèi)資企業(yè)的R&D不存在像外資企業(yè)那種對內(nèi)資企業(yè)R&D的不利作用。

因此，與表7相比，我們發(fā)現(xiàn)，第一，港澳臺資進入會使內(nèi)資企業(yè)在技術(shù)上顯著縮小與港澳臺資企業(yè)的距離，而外資企業(yè)進入沒有這方面的顯著作用；第二，外資進入會不利于內(nèi)資企業(yè)通過研發(fā)而縮小與國際先進技術(shù)水平之間的距離，但港澳臺資進入則沒有這種顯著的負面作用。

三結(jié)論

中國對FDI出讓了市場份額，是否換到了技術(shù)？我們的研究從三個層次上回答了這個問題：第一，從最粗淺的FDI份額與中國制造業(yè)（各類企業(yè)其中包括FDI企業(yè)）的總生產(chǎn)率相關(guān)系數(shù)來說，F(xiàn)DI顯著與中國制造業(yè)的總生產(chǎn)率正相關(guān)。但這種正相關(guān)系數(shù)顯然會過高地估算FDI對中國的技術(shù)溢出程度；第二，從FDI與剔除了FDI的內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率之間的相關(guān)系數(shù)看，我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)在第一層次上的“技術(shù)溢出”大為減弱了，在產(chǎn)業(yè)內(nèi)外資份額已與內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率不顯著相關(guān)了，只有港澳臺資份額仍與內(nèi)資企業(yè)的總生產(chǎn)率顯著正相關(guān)；第三，從FDI份額對中國企業(yè)縮小與國際先進技術(shù)水平之間距離的效果看，則我們更是看到，外資進入在這一方面并無顯著作用，且外資進入會妨礙內(nèi)資企業(yè)通過研發(fā)自主創(chuàng)新而縮小與國際先進水平之間距離的努力；倒是港澳臺資進入會顯著地縮小內(nèi)資企業(yè)與港澳臺資企業(yè)在技術(shù)上的差距，也沒有發(fā)現(xiàn)由于港澳臺資進入而不利于內(nèi)資企業(yè)通過R&D縮小差距的努力投入的證據(jù)。因此，如果層層深入分析，我們只能得到這樣的結(jié)論：除港澳臺資以外的外資，在技術(shù)凈溢出方面并無多少顯著的證據(jù)，倒是讓我們發(fā)現(xiàn)了外資進入會不利于中國企業(yè)通過R&D而縮小與世界先進技術(shù)水平之間差距的證據(jù)；然而，在上述三個層次上，港澳臺資進入對于內(nèi)資企業(yè)都存在正技術(shù)溢出的證據(jù)。

由于我們的數(shù)據(jù)只是一個時點上的橫截面數(shù)據(jù)，且不是企業(yè)數(shù)據(jù)，只是一個經(jīng)加總后的區(qū)域與行業(yè)數(shù)據(jù)，因此，我們的估算會忽略區(qū)域內(nèi)與行業(yè)內(nèi)FDI對不同企業(yè)的不同作用，而只能呈現(xiàn)FDI在一個區(qū)域與一個行業(yè)內(nèi)經(jīng)過相互抵消后的溢出作用。橫截面數(shù)據(jù)也估算不出FDI對中國經(jīng)濟歷史的、動態(tài)的作用，因為，即使對2004年底的橫截面數(shù)據(jù)分析看不出FDI正的溢出作用，也不能由此否認中國內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)率現(xiàn)狀是由FDI引入后才得以形成的可能性。基于以上兩點考慮，對估算結(jié)果的解釋應(yīng)持謹慎態(tài)度。