经济转型与外商直接投资技术溢出效应，本文主要内容关键词为：外商论文,直接投资论文,效应论文,经济转型论文,技术论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
国际直接投资(FDI)理论认为，FDI是囊括了资本、先进生产技术和管理技术等企业综合要素的国际转移，因此随着外国企业在东道国的投资和经营，往往会产生自外国企业至本地厂商的技术和知识扩散，亦即技术溢出效应。从现有对世界各国的实证研究文献观察，支持和拒绝FDI技术溢出假说的证据都有，从中很难得到肯定或否定的结论。比如，Gorg和Greenaway(2004)提供了一个检验FDI溢出效应假说的文献列表，包括42篇2002年前发表的英文学术论文，涉及到世界范围内不同的国家，得到正面和负面结果的文献数量各占一半。其中，以发达国家、(非转型的)发展中经济体和转型经济体为东道国的文献数量分别是17篇、17篇和8篇，其中得到正向技术溢出效应的文献分别是10篇、10篇和1篇。相比之下发达国家和发展中国家的研究结果基本一致，而来自转型经济体的证据却完全不同：除了一篇例外，其他7篇文献均表明在除中国以外的其他转轨经济国家中，FDI溢出效应不显著、甚至为显著负值。
如果将目光转向中国，更有趣的现象发生了：现存的实证研究结果不仅与其他转型经济体的证据大相径庭，即使与非转型经济体的研究结果相比也要乐观得多。Hale和Long(2006)列出了10项国外学者对中国外商直接投资外溢效应的研究，其中9篇报告了显著的正向溢出效应。在国内刊物发表的论文中，支持性证据更多，这些证据来自不同层面、基于不同模型，包括基于行业数据的研究(王红领等，2006)、地区数据的研究(潘文卿，2003)以及企业微观数据的研究(王志鹏和李子奈，2003)。在严兵(2004)统计的14项1998-2003年间发表的国内相关研究文献中，全部都发现了我国正向的FDI外溢效应。
如果以上研究结果都是可信的，自然会引出两个问题：第一，是什么阻碍了除中国以外的其他转型经济体，致使它们吸收FDI技术扩散的表现远不如其他国家？第二，在吸收FDI技术溢出效应方面，为什么唯独中国这一典型的经济转型国家不仅远超过其他转型经济体，而且似乎也优于其他发达和发展中国家？
目前似乎还很少有人注意到这两个问题，因此也没有对此专门的研究。借助于现有关于东道国影响因素的研究成果，似乎可以给出一定的解释。比如以东道国人力资本存量、经济发展阶段和初始技术水平等东道国技术吸收能力的差异，应当能够解释部分国际间FDI技术溢出效果的差异。但是这种回答没有针对性，比如它无法回答经济转型过程会如何影响吸收能力。而且就第二个问题，目前我们并没有证据，而且也无法想象中国国内产业的技术吸收能力会比英国和西班牙等发达国家还强。①
Borensztein et al.(1998)的研究方法对解答上述问题非常有借鉴意义。他们在一个包括69个发展中东道国的面板数据模型中，除了考虑到前面所述的一般影响因素，还添加了东道国金融体系效率和政治风险两个制度性因素，并证明这两个解释变量对FDI溢出效应都有显著性的影响。受此启发，我们认为FDI技术溢出机制在中国等转型经济国家会受到国内制度的严重钳制，这很可能是第一个问题的答案。
对上述第二个问题，蒋殿春和张宇(2007)基于我国的制度动态性特征提出了另一种解答。他们在通常的回归方程中加入一个制度性解释变量之后，发现FDI的系数不显著或为显著负值。据此，二位作者认为，我国这些年来的生产率增长主要源自国内经济改革引起的制度变迁，而不是FDI技术溢出；以往的研究者忽视了我国国内的制度变迁因素，将国内企业技术研发和人力资本增长等不能解释的生产率增长都归于FDI的贡献，因而大大高估了我国的FDI技术溢出效应。根据这一解释，中国与其他转型经济体并无不同。
本文试图进一步补充和完善蒋殿春和张宇(2007)的分析，对上述问题进行进一步探讨。为了言之有物，我们并不试图直接回答第一个问题，而是以中国作为典型案例，揭示转型经济中制度因素可能成为FDI溢出效应的重要约束变量，并探讨其独特的经济环境中与成熟市场内不同的知识溢出机理。下面第二节首先从理论上分析我国转型过程中各种不完善制度对企业微观激励的扭曲，以及这种扭曲对FDI技术溢出机制的约束作用；第三、四两节基于我国制度的动态特征建立计量模型进行实证检验；最后是研究结论和政策含义。
二、制度约束下的FDI技术溢出
通常的理论认为，FDI可能的溢出渠道主要有四条：模仿—示范、技术人员流动、竞争效应以及跨国公司与当地产业的联系(Kokko，1992；Das，1987)。但是，这些溢出渠道发生作用的重要前提之一，是东道国具备基本的市场制度，即主要由市场机制配置经济资源。只有在市场能合理地为新知识和新技术定价、使用新技术能为企业带来足够期望利润的情况下，本地企业才会有激励进行技术模仿和吸收，或在竞争加剧的情况下加强自身研发的力度。同时，也只有在市场体制下，人力资本得到合理的回报，企业乃至社会的技术活动才会具有效率。那么，对于中国这样的转型国家，当计划体制尚留残余、市场体制未完全建立或很不完善之际，FDI溢出机制会受到怎样的影响呢？我们认为，在我国改革开放的绝大部分时间内，国内并不具备有效的市场和制度环境；在这种环境中，一方面新技术严重贬值，造成企业进行技术改造和更新的激励不足，另一方面企业和个人技术活动的效率十分低下。因此，FDI技术溢出机制受到强有力的制约。下面分别从市场和企业两个层面进行分析。
(一)错误的市场信号
由于我国缺乏市场体制的历史和传统，而体制改革不可能一蹴而就，技术在不完善的市场内能实现的价值过低，经济资源难以向知识学习和技术创新方向聚集。
首先，不同时期都存在程度不同的计划体制残余，它们常常会贬低技术创新的市场价值，因而企业缺乏更新自身技术的积极性，即使存在低成本的技术学习机会也无法转化成实在的技术积累。江小涓(1999)便描述了产品市场引入竞争，但投入要素市场仍实行计划管制情况下企业面临的矛盾：“第一，产品质量好、市场需求量大的企业，由于受到投入品配额的限制，扩大生产受影响；第二，产品质量差、效益差的企业，可以通过暗中有偿转让投入品实物或指标，维持生存，而以有偿方式得到投入品的企业，由于成本增加，竞争优势被减弱；第三，由于企业现有生产能力是计划分配投入品的主要基数，为了得到更多的计划内投入品，一些原本准备关闭的企业或生产线被保留下来”。在这样的经营环境中，“产品质量好、市场需求量大的企业”显然具有更先进的生产或管理技术，但却根本无法建立本应属于它的竞争优势；相反，企业经营不善，也可以安全生存下去。
其次，由于市场制度不健全，竞争机制不完善，市场中企业利润取决于多种非经济因素，技术的重要性远不如成熟市场中那样高。在我国，行政划分形成的人为市场割据以及部分生产资料的政府垄断严重制约了竞争机制的发挥，官员腐败和寻租行为普遍，人脉关系成为企业获得利润的重要因素。在这样的制度环境中，一方面竞争不充分使得先进技术的预期收益大打折扣，另一方面技术学习和创新活动的机会成本被推高，②难以产生技术革新冲动。
再次，无效率甚至违背经济规律的要素配置规则抑制了整个经济的创造性，FDI的示范、竞争等技术溢出渠道难以起作用。Levine和King(1993)证明，有效的金融体系能够发现潜在的企业家，能够将民间储蓄迅速聚集并转移至最能提高效率的经济活动上，分散创新者面临的风险，并发现技术创新的真正价值。相反，在不发达甚至扭曲的金融市场上，企业家才能被埋没，富有市场前景的创新机会得不到资金支持，巨大的创新风险主要由创新者承担，导致创新源泉枯竭。
最后，羸弱的专利保护制度表面上看纵容了模仿者，会增强示范-模仿效应，实际上却降低了企业自主研发的价值，增加了研发风险，不利于企业吸收能力的积累和长期技术发展。
(二)扭曲的企业激励
在技术定价错误的环境中，企业的技术学习和生产行为出现了扭曲，而这在不同类型的企业身上又有不同的表现。
1.国有企业
由于长期受计划体制庇护，国有企业总体上缺乏技术学习和创新的冲动，同时在其有限的技术活动中效率低下，很难在与外资企业的同台竞争中获得技术溢出利益。
第一，不少国有企业凭借行政保护和资源垄断，其所受的市场冲击已在相当程度上被抵消。国有资本不仅在电信、电力、矿业、铁路和城市供水等自然垄断领域享有不可动摇的地位，还在更为广泛的“支柱”产业受到公开的政策庇护。刘小玄(2003)即指出，在酒类、化工、机械、专用设备、交通设备、医药和金属冶炼等行业，国家依靠规模审批障碍、融资筹资障碍和对市场范围的行政划分，为这些行业内的国有企业建立了有效的保护，使其在很大程度上回避了实际的和潜在的竞争，并享受垄断利润。事实上，不惟上述的“支柱产业”，国有企业对资本等生产资源的垄断在整个经济中都容易找到其影子。其中最明显的表现，就是我国中央集权的银行体系传统上一直是以支持国有企业为主要目标，而且不计成本。③由于具有低价甚至免费获取生产资料的垄断地位，即便是面临外资企业的竞争，许多国有企业还能保持规模的不断扩张。因此，政府对一些国有企业的行政保护实际上已阻断了FDI竞争效应和示范效应的发挥机制。
第二，即使国有企业面临的竞争真的升级了，软预算约束条件下也很难产生技术创新激励。由于产权关系不明晰，以及国有产权的监督负责机制不完善，当外部竞争压缩了企业利润空间并威胁到企业生存的时候，软预算约束常常成为许多国有企业处理危机时依赖的机制，因为国有产权的收益可以赖账不还，或者无限期拖延。在这里，软预算问题的严重性还不在于它导致国有产权收益的损失，而是它产生了错误的激励，使得企业不是从提高技术和管理水平去寻找生存发展之道，而是习惯性地以简单的方法攫取制度租金。正如刘小玄所述，“那些效率低下、成本高且为负利润的企业往往能够得到更多的所有者权益的让步，而效率较高、成本较低且正利润的企业则较少得到各种优惠。这实际上是鼓励了成本高、效率低的企业，使得那些成本较低的企业试图通过各种方法来得到这种优惠”(刘小玄，2003，p.140)。
第三，国有企业缺乏完整的自主经营权更进一步影响了企业主动升级技术的动力。经营权残缺不仅阻断了市场信号，使得真正的技术决策者(各级政府或相关管理部门)盲目行事，而且又进一步扭曲了企业经营者的激励，致使竞争效应和技术模仿效应都难以发挥。
第四，国有企业僵硬的人事和分配制度在根本上否定了知识和才能的价值，与知识学习和创新活动尖锐冲突。在这种制度下，革新和创新活动不仅不能为个体带来额外的收益，而且还极具风险，管理和技术人员的才能无法有效发挥。同时，这种制度不仅阻碍了高水平的技术和管理人员流入，反而会在外资的冲击下导致严重的人才流失，因此所谓的“人员流动效应”几乎可以肯定是负面的。
2.民营企业
如果说国有企业是因制度的“过分保护”而导致技术学习机能缺失，非国有企业、尤其是私营企业则是因为制度的长期歧视而被限制了发展空间。黄亚生(2005)指出，改革时期中国经济的一个突出的制度特征是，经济资源和商业机会是根据企业的“政治性主从次序”而不是经济效率进行分配的，这种政治性主从次序从高到低排列分别是国有企业、集体企业和私人企业；同时，私有产权缺乏恰当的保护，私人企业不具有完整的政治合法性(黄亚生，2005，pp.84—85)。
在法律地位低下、产权得不到有效保护的情况下，私营企业面临巨大的制度风险。这种风险严重缩短了企业期望生命周期，迫使其采取短期利益的行为。全国工商联2005年的调研结果表明，我国民营企业平均寿命为2.9年。其中，寿命不足五年的占60％，寿命十年以上的仅为15％(黄孟复，2005)。与此相较，美日等18个国家的企业平均寿命为98年(许学锋，2007)。企业寿命如此之短固然与我国建立市场体制时间不长、企业家尚在学习和适应市场规则有关，但与包括私人业主在内的民营企业家缺乏制度安全感也有密切联系。由于产权安全性缺乏保障，企业经营者的主观贴现率极高，在短时间内赚足利润成为大多数民营企业家的首要目标。在这种情况下，技术活动由于周期长、见效慢，很难进入企业的视野，即使模仿也往往停留在产品外观和包装等较低层次。
法律地位的低下直接决定了民营企业在经济中的地位，非公经济在商业机会、土地制度、人才引进、信息获得、户籍管理等方面都遭到不公平的待遇。在很长时间内，许多行业是禁止私人资本进入的。虽然后来大多数行业都允许私人企业进入，其时间却一般都要晚于对外资的开放。结果，外商投资企业凭借技术和资本实力很快占据了行业垄断地位，而国内私人企业在创业之初便面临严酷的生存压力。由于国内私人企业发展时间短，基础过于薄弱，一般企业无力进行技术吸收投入，更无法进行自主创新，较为现实的选择只是对现有产品或生产过程的渐变性改良。由于企业规模普遍较小，渐变性技术改进很难改变这些企业的市场地位，因而对其价值不大，这是绝大多数中小型私营企业面临的技术困境。
对于私人企业而言，技术活动最大的障碍是融资困难。由于银行系统的主要支持对象是国有企业，证券市场也旨在“为国有企业解困”，内资民营企业融资地位极端困难。加上技术吸收和技术研发等投入项目周期长、风险高，私营企业为技术活动融资几乎不可能。
在开放条件下，一些具有创新活力、技术进步较快、业绩增长迅速的民营企业，却常常成为外国资本兼并收购的对象，出现技术“外流”。问题的严重性在于，在制度歧视背景下，国内民营企业也乐意成为外资收购的目标，因为这样便可以享受外资的优惠待遇。随着外资并购渐成风潮，技术外流现象将愈加普遍。
3.外商投资企业
外商投资企业是技术扩散的起点，其技术水平和市场行为在很大程度上决定了扩散效果。根据Hymer(1976)的垄断优势理论，企业只有在拥有相对于东道国企业一定的竞争优势的前提下才会到那里进行直接投资，而由Buckley and Casson(1976)等的分析，对外直接投资企业的竞争优势更多地源于其先进的生产技术或管理诀窍等无形资产——因此，许多理论文献断言，来华投资的外国企业会自然而然地带来先进的生产技术或管理技术，并进而产生溢出效应。但是，在中国由计划经济向市场经济转型的过程中，套用前述理论需要十分小心。实际上，我们认为在华直接投资企业的总体质量低于预期，技术含量相对较低，④许多FDI项目根本不具备产生技术溢出效应的基本条件，而这种现象在改革开放前半期最为显著。原因主要有以下几个方面：
第一，超国民待遇赋予了外商先天性的优势，大大降低了外商的进入和发展门槛。为了吸引外资，我国一直对外商投资企业实行内资企业无法享受的优惠政策：除了企业所得税税率和税前扣除等优惠，还有土地、贷款、用汇等优惠与便利；在国家统一的优惠法规之外，地方政府明里暗里给予外商的利益输送更是花样百出，优惠幅度也十分巨大。在超国民待遇政策下，外商无需任何技术或管理上的优势便能坐享制度租金，并不必然发生教科书上伴随FDI一起流入的先进技术。相反，在这种政策环境中极有可能发生相当数量技术落后的FDI或“回流FDI”⑤。
第二，由于制度缺陷下内资企业缺乏应有的市场竞争力，外商投资企业无需任何技术优势便可在中国市场立足发展。正如上面的分析，因体制性的缺陷和束缚，包括国有和非国有企业在内的国内企业市场竞争力低下，从而也没有筹码逼迫拥有先进技术的外国跨国公司带来更高的技术，也没有力量将那些根本没有任何技术含量的外国资本拒之门外。
第三，在转型经济过程中，由于技术的市场价值降低，即使跨国公司母公司拥有先进的生产技术和管理技能，也未必会转移至中国。
第四，本地企业受制度羁绊，跨国公司却脱胎于良好的市场体制，本身也具有健全的现代企业制度，制度落差恶化了本地企业的技术地位，也不利于它们的技术积累。具体说来，内资部门的现有或潜在的技术资源定价偏低，容易被外国跨国公司以较低的成本控制，出现技术资源向外资部门的“倒流”。这里所说的技术资源，包括原来服务于内资部门的技术人员及研发团队和机器设备等，通过人员流动或资产购买(并购)流向外资企业；同时也包括大学、科研机构等公有部门的科研人员和试验设备等，通过“合作研究”等形式，跨国公司即可低价使用这些资源；此外，近年来许多大型跨国公司纷纷在国内设立各式各样的“研发中心”，客观上也是一种低价对国内人力资源的占有。
三、模型与变量定义
(一)模型
检验FDI溢出效应，一种常用的方法是考虑以下基本的回归模型：
其中P为东道国企业的生产率(或生产率增长率)，FDI为国际投资变量；
(n=1，2，K)是若干控制变量，包括当地企业的研发投资和人力资源状况等；C为截距项，u则是误差项。
但是，要评价中国等转型经济中的FDI溢出效应，制度的动态性因素不容忽视。制度是经济中最本元的决定因素.它规定了竞争规则，决定了微观个体的激励方向，因此也决定了产业技术发展路径和速度。虽然我国市场化程度一直不高，但过去三十年体制改革的步伐却一直没有停止。在我国由改革推动的制度变迁过程中，国内商品和要素市场逐步发育，更富效率的民营企业队伍不断壮大，国有企业也通过一系列改革措施逐步理顺经营机制，金融领域市场化程度也在提高。这些制度改进，对国内生产效率和技术进步进程产生了深刻的影响。在微观层面，随着企业微观制度的完善和市场体系逐步建立并走向完善，企业的X-效率提高，创造性被激发；从宏观上讲，随着劳动力和资本等要素由边际生产力低的农业部门向边际生产力高的第二和第三产业转移，由生产效率较低的国有企业向效率较高的民营企业转移，即使没有外商直接投资，经济体制改革也必然会带来产业生产效率的改进。简言之，在转型经济中，制度变迁是解释生产率增长的一个不可或缺的变量，如果直接套用模型(1)，将产业中不能为人力资本水平和研发活动等因素所解释的生产率提升简单归于FDI技术溢出效应，无疑会夸大FDI的贡献。无视转型过程中制度改善对国内企业生产率的直接促进作用，是现存绝大多数FDI溢出效应研究文献最大的缺陷。
有鉴于此，我们以内资企业的全要素生产率增长率为被解释变量，在方程(1)的基础上引入制度变量Z，考虑以下省市层面的动态面板数据模型：
其中下标i和t分别表示省市和时间；TFP为相关省市和年份的内资企业全要素生产率增长率；Z为制度变量，FDI为外资企业在当地经济中的比重，X[n]为若干控制变量。模型中加入滞后变量
主要是为了涵盖未考虑到的其他影响因素，而变量都取对数线性形式是为了避免可能存在的异方差性。在对模型(2)进行估计之后，考虑到FDI与我国国内制度变迁间存在相互作用的事实，我们进一步将二者的交叉变量纳入分析：
系数l包含了两种潜在的效应：一是我国国内市场化改革对FDI溢出效率的促进，再就是FDI对国内制度环境的改善作用。
(二)变量选取和定义
全要素生产率、制度变量和外资变量是模型当中重要的变量，以下我们对这三个变量的指标选择进行说明。
1.全要素生产率增长率
为避免人为设定生产函数及其具体参数带来的估计误差，我们采用Fare et al.(1994)的方法，结合数据包络分析(DEA)和指数方法来计算全要素生产率的变动。以各省市历年的实际工业总产值作为产出变量，实际固定资产净值、中间品投入以及年平均从业人员数量(以下简称“劳动力投入”)作为投入变量，在规模报酬非递增和投入要素弱可处置条件下，利用投入导向的DEA模型(input-DEA)，估算内资工业企业的Malmquist生产率指数，这就是各省市内资工业企业相对全要素生产率的增长率。⑥
对固定资产存量的价格调整采用常用的永续盘存法，其中固定资产折旧率取5％。
2.制度变量
制度的量化存在很多争议。现存研究中影响较广的是樊纲和王小鲁等(2007)连续测算的我国各省市的市场化指数。该指数涵盖了政府与市场的关系、非国有化水平、产品市场和要素市场的发育，以及市场中介组织发育及法律制度环境等方面内容，共23个指标。由于综合性强，而且具有连续性，因此我们以樊纲等人的测算结果为基础，经适当调整后作为模型中的制度变量数据。⑦
之所以需要对上述指数进行调整，是因为一般的市场化指数已经包含了部分FDI的信息。如果不将市场化指数中的FDI信息剔除，可能引起解释变量间的共线性问题，同时也可能会引起FDI系数的低估。在樊纲等人的市场化指数构成中，有四个指标涉及到FDI信息。我们的调整方法是：(1)分别以内资非国有企业的总产值、固定资产和劳动力比重替换原有的三个非国有化指标；(2)删去原指数中的外商直接投资占GDP比重，然后按新权重重新调整余下22个指标的指数贡献，得到调整后的市场化指数
；(3)为模型解释方便，将该指标进行进一步的标准化处理：将全部省市在样本时段内最低的市场化指数记为
，令=/
。这样定义的市场化指数为一个位于[1，
)区间上的正数；该指标越大，则相应的市场化程度越高。
为了对比，除了使用上面定义的，我们也考虑了另一种制度代理变量：内资部门中非国有经济的发展程度。选取这种制度变量是因为它直接反映了一个地区的经济活力，与模型中的被解释变量关系最为密切。它虽然只反映一个地区市场化进程中的一个方面，但其水平却与市场体制中各方面制度都有千丝万缕的联系。具体构造方面，由于非国有化率可以反映为产值比重、固定资产比重和劳动力比重等若干表现形式，出于全面性考虑，我们取这三个比重值的算术平均值作为省市非国有化指标，记为
；再仿造前述方法对其进行标准化处理：=/。在对模型(2)和(3)进行估计的时候，我们将分别用上述两个指数作为制度变量，并比较其结果。
3.外资变量
在外资变量的选择上同样存在着多种可能。为了避免指标选择对结果造成的影响，我们构建一个综合性的外资指标来衡量各省市的外资活动程度：先计算相关省市相应年度三资工业企业的总产值、固定资产和就业人数分别占该省市工业总产值、固定资产和就业人数的比重，计算三者的平均值并记为
，之后再作标准化处理：
4.其他控制变量
根据理论和现有经验研究成果，我们选取了企业的研发投入、人力资本素质、资本装备率以及技术基础四个方面的控制变量，⑧具体定义如下：
企业研发投入
及
：当年和上一年内资工业企业人均科技活动经费投入；
人力资本水平
：当年内资工业企业科技活动人员中科学家和工程师所占比重；
人均资本存量
：当年内资工业企业固定资产/内资企业从业人员；
技术基础
：当年内资工业企业的DEA纯技术效率(或称Farrell效率)，它等于DEA分析中距离函数的倒数。由于绝大多数省市外商投资企业都处于技术前沿面上，因此TB也可视为内外资企业间的技术差距：TB值越大表示二者差距越小。
由于研发投入产生效果需要一定的过程，我们在回归方程中加入了研发投入的一期滞后项。人力资本水平和技术基础反映了内资企业基本的技术条件，预期会对内资企业技术进步产生积极影响。资本装备率提升通常被认为会提高劳动生产率，但同时也会导致资本贡献率下降，因此对于全要素生产率的影响是不确定的，其结果取决于技术进步是劳动增进型还是资本增进型。
(三)数据
许多学者都指出(如Gorg and Strobl，2004；Hale and Long，2006等)，FDI溢出效应的计量检验最理想的是使用企业面板数据，既可以避免加总数据造成的重要信息损失，同时又能捕捉到样本点的动态变化。十分遗憾，我国不仅没有涵盖改革时期的企业层面面板数据，而且现有全国范围内的企业数据大多太旧。因此，本文决定选取省、市、自治区层面加总数据，这样既能反映最新的趋势，同时也能与大多数国内文献进行比较。但即使这样，仍存在统计口径变化的问题：1998年之前我国工业经济的统计口径为“独立核算工业企业”，而在此后则变为“规模以上工业企业”。为了避免统计口径变化对检验结果造成偏差，本文的样本取自《中国工业经济统计年鉴》及《中国科技统计年鉴》各期所载的31个省、市、自治区1999-2005年期间的数据，共计217个样本数据。
四、计量方法与检验结果
我们先采用截面数据加权(cross section weighting)的固定效应方法估计模型(2)和(3)，该方法有助于避免因不同地区间经济规模和技术水平差异可能造成的截面异方差。但是，这一方法可能会因解释变量的“内生性”(endogeneity)而导致估计偏差。内生性可能源于两种因素：一方面，由于引入了被解释变量的滞后项作为动态项，该项极易与回归误差项间存在相关关系；另一方面，Hale和Long(2006)等指出，FDI倾向于发生在东道国生产效率原本就较高的行业或地区，因此即使回归结果发现东道国企业的生产效率与FDI关系显著，也不能断言后者对前者有促进作用。注意到近年发展起来的广义矩方法(GMM)能较好地克服内生性问题，本文进一步采用GMM对两个模型进行估计。遵循sys-GMM方法，⑨我们首先以正交离差技术(orthogonal deviation technique)消除截面固定效应，并以White Period方式进行截面加权；同时，选取各解释变量的部分已知值(原变量加滞后3期)作为GMM工具变量，并采用Sargan检验确定工具变量有效性。
首先在两种不同的制度变量下对模型(2)进行估计，结果见表1。⑩两种制度取值和两种回归均取得了较高的拟合优度，Hausman检验结果证实了模型中固定效应的存在性；同时，针对GMM的Sargan检验也表明工具变量选择是合适的(亦即所选工具变量和误差项不相关)。此外，为保证估计结果的有效性，我们对模型的残差项进行了两方面的检验。一是平稳性检验。我们对模型的残差分别进行了Hadri-Z共同单位根检验和PP-Fisher c[2]个体单位根检验，结果均拒绝了残差项含有单位根的原假设，由此可以认为模型的回归残差是平稳序列。二是自相关性检验。针对动态面板GMM估计，一个必要的前提条件是模型不存在明显的二阶自相关。我们利用Arellano-Bond统计量来检验GMM估计中残差的自相关状态，结果表明，残差没有明显的一阶和二阶自相关性。因此，估计结果是可以信赖的。
现在来分析各解释变量的估计系数。当年R&D的系数为显著负值，而上年R&D的系数显著为正，这证实了研发效果的时滞特点：研发活动会提高企业生产效率，但至少要在一年后才会有效果，而当期的R&D因为占用生产资金反而会影响企业产出。变量HC和TB的系数都是显著的正值，表明雄厚的人力资本和技术基础都会促进技术进步，这些与经验预期完全相符。另一方面，资本装备率水平的估计系数是不显著的，一个可能的解释是，尽管提高资本装备率可能会提高一个地区的生产率水平，但对其增长速度却没有太大影响。这一结果也暗示，我国的技术进步基本上是中性偏劳动增进型的。
在制度变量取调整后的市场化指数Z[M]的情况下，两种方法估计的制度变量系数都是显著的，FDI的系数都不能通过显著性检验。由于FDI系数缺乏显著性，内生性问题并不突出，但在GMM估计中FDI系数仍有一些下降，而且t统计量绝对值也有所上升。当制度变量取非国有化比例Z[P]时，制度的解释力仍然在两种估计中都是显著的，而FDI的系数在FE方法中显著为正，在GMM中虽仍为正值但不能通过显著性检验。这说明，在不控制内生性问题的情况下，的确存在高估FDI溢出效应的趋向。总之，如果以GMM方法为标准，模型(2)的检验结果表明FDI在我国的溢出效应并不显著，而改革引致的国内制度变迁强有力地推动了内资企业的生产率增长。
同时，两种不同制度变量下FDI系数的细微差异也揭示了一个有趣的现象：虽然大多不具显著性，但FDI系数在制度变量取市场化指数Z[M]的情况下为负，在非国有化比例Z[P]的情况下为正，而且在两种检验方法下都如此。我们认为这是由于Z[P]只反映了产业中所有制结构的变化，而没有涵盖产权改革和市场发育等其他制度内容。因此，一部分未被涵盖的制度变迁对生产率增长的推动作用就体现为“FDI的贡献”。
现在转而看模型(3)。参看表2，在添加了制度与FDI的交叉项之后，调整R[2]、Hausman检验和Sargan检验等统计量均无异常，残差平稳性和自相关检验结果也与前一模型类似。为考察交叉项对模型的必要性，我们进行了多余变量检验，结果表明该变量并不是冗余的。由于其他控制变量系数的符号及显著性与模型(2)基本一致，下面只关注FDI、制度变量及二者交叉项的估计系数。由于GMM方法更为细致可信，我们主要基于GMM的估计结果进行分析。
表2显示，制度与FDI的交叉项的系数显著为正，表明二者间的确存在很强的相互作用：国内制度的完善能有效促进FDI技术溢出机制的效率——这从一个侧面印证了本文第二节的理论分析；反之，外商直接投资的存在又强化了国内制度变迁效应——这毫不奇怪，因为开放政策是我国市场化改革的一个组成部分，外商直接投资本身也是制度变迁的表现之一。进一步，我们注意到表2中两种制度变量的系数都保持了显著的正值，但FDI项的系数为负并且在市场化指数变量模型中通过了10％水平的显著性检验。根据Jaccard and Turrisi(2003)对含交叉项模型的系数解释，(11)我们将这里的结果与模型(2)的结果进行对比分析。首先看制度变量系数：模型(3)表明，当ln()=0，即=1——地区内外资存量处于最低水平时，制度变量对内资部门生产率的作用仍然是正的和显著的；但与模型(2)比较，在这里制度变量的系数和t统计量值都有所降低。这意味着，地区内外资活动水平的确会影响当地制度变迁的效应：FDI从最低水平升至全国平均水平时，制度变迁对当地生产率的推动作用随之增大。再看FDI项的系数：在模型(2)的基础上加入交叉项之后，FDI的系数从非显著的负值变为显著的负值(Z[M]模型)，或者从非显著的正值转变为非显著的负值(Z[P]模型)。这表明，随着制度环境从全国平均水平降至最差，FDI对内资企业生产率增长的正面作用降低，负面作用增强，这证明制度的改进有助于FDI技术溢出机制的发挥，一定的国内制度环境已成为FDI发挥积极作用的前提条件。
五、结论
本文首先对我国市场化改革过程中的FDI技术溢出机制进行了微观分析。基本结论是：在我国改革开放的绝大部分时间内，国内并不具备有效的市场和制度环境；在这种环境中，一方面新技术严重贬值，造成企业进行技术改造和更新的激励不足，另一方面企业和个人技术活动的效率十分低下。因此，传统的FDI技术溢出机制受到强有力的制约。由于转型经济国家都存在市场体制不健全的共性，因此本文的分析对其他转型经济体内FDI技术溢出机制和效果也有一定的启发意义。
本文还认为，要理解和评价FDI对中国经济的影响，必须明确考虑我国经济转型中的制度动态性特征。尽管直到现在我国的市场体制仍未完善，并因此制约了FDI技术溢出，但随时间的推移却在逐步改善。如果对我国近三十年市场化改革对本地企业生产率的促进作用视而不见，而将企业研发投入和人力资本水平等因素不能解释的技术进步都归结于FDI的贡献，显然是不客观也不科学的。
本文的经验实证结果在很大程度上印证了前面的理论分析：在明确考虑制度变迁效应的情况下，我国FDI溢出效应并不显著，这与之前在其他转型经济体得到的分析结果相似；相较之下，改革引起的制度变迁，特别是民营经济的成长对内资企业生产率起到了明显的促进作用。同时，国内制度扭曲对FDI技术溢出机制的约束假说得到支持：市场化程度越高，相关制度越完善，FDI对本地企业生产率的影响就越趋正面，相对完善的国内制度环境已成为FDI发挥积极作用的前提条件。此外，我们也发现了FDI会强化制度变迁效应的证据。
上述结论的政策含意是明显的：如果不改善制度环境，即使我们再强调国内企业要加大吸收投入和自主研发力度，即使我们引入再多外资，即使跨国公司带来最先进的尖端技术，这些外资及其技术也很难刺激和带动国内企业的技术发展。我国经济要保持长期的活力，使增长更有质量，与大力引进外资相比，继续推进和深化国内市场化改革更为重要。目前我国经济转型还在进一步进行，市场竞争秩序在逐步建立和完善，价格机制调配资源的领域越来越宽泛，国有企业经营机制改革也在继续推进。但是我们也看到，对不同所有制企业的歧视性制度仍还存在，这可能是影响我国全社会经济效率、阻碍FDI技术溢出效应最为关键的一个制度顽疾，必须予以彻底纠正。为此，一方面要适当调整目前的外资政策，逐步并最终完全取消予以外资的“超国民待遇”；另一方面，应彻底摒弃目前在市场进入和金融服务等方面对国内民营资本的歧视，并采取切实措施支持和鼓励中小民营企业的发展。只有在一个以经济效率为基础的公平竞争环境中，才会完全解放现有企业的竞争潜力，才能不断涌现新的具有创新活力的企业力量，中国才会在经济不断增长的同时变成一个技术强国。
注释：
①有多篇文献提出了这两个发达国家FDI溢出效应不显著或为负的证据，参看Gorg and Greenaway(2004)。
②员工技术培训、设立研发项目等都需要大量资金，这些资金若用于建立人脉关系也许会有更高和更确定的利润保证。
③最有力的证据是，直到目前，“虽然国有经济对国内生产总值的贡献早已降到了50％以下，但它们在过去的10多年里仍以低廉的价格获得了80％以上的政府贷款支持”(史晋川和赵自芳，2007)。
④这当然不是断言所有外商投资企业的技术含量都低，更不是说外资企业的整体质量低于内资企业平均水平。而是说相对于在较为完善的国内制度环境下“本应发生”的情况而言，来华投资企业的技术质量较低。
⑤对国内资本先投资海外、再回流中国的“假FDI”，虽然其存在性早已不是秘密，但其规模大小并无统计。据World Bank (1996)的估计，1992年中国的“假FDI”占FDI流入总量的25％。
⑥DEA是以线性规划方法根据不同决策单位的投入和产出观察数据来构造它们的生产可能性前沿(边界)，理论上讲，这要求模型中所有决策单位的生产技术在同期内是相同的(但使用效率存在差异)。但是Fare et al.(1994)通过对Malmquist指数的分解，将其扩展到对使用不同生产技术的决策单位(相对)生产率测算。近年来这种全要素生产率测算方法在我国也得到了广泛运用(如颜鹏飞和王兵，2004等)，但也有学者认为鉴于各省生产结构的差异和技术独占性等问题，将这种生产前沿模型应用于分省数据进行估计时，可能会导致对结果不正确的解释(郑京海和胡鞍钢，2005)。关于全要素生产率不同估算方法的优缺点及有效性比较，见Biesebroeck(2004)。
⑦由于计算方法等的变化，樊纲等不同年度版本的《中国市场化指数》之间存在口径差异。为了保证连续性，我们直接使用了《中国市场化指数2006》所刊载的2001-2005年间的市场化指数，而1999-2000年的指数是利用后五年的指数计算平均增长率后向前估算得到的。作为对这种不精确估算方法的弥补，下面我们还构造了另一种制度代理变量。
⑧根据前人的研究，地区经济发展水平、基础设施状况等地区特征因素均可能影响FDI溢出效果。我们也曾将各省市的人均GDP、高速公路里程、电话装机量和互联网开户密度等变量加入方程进行估计，但加入之后大多数变量的系数都无法通过t检验，但拟合优度很高。我们认为这可能是因为地区经济发展特征与地区制度指数间高度相关引起的，因而排除了这些变量。
⑨在应用中有两种广义矩方法：差分GMM(diff-GMM)和系统GMM(sys-GMM)。Blundell和Bond(1998)等指出diff-GMM中滞后水平只是一阶差分方程较弱的工具变量，因此认为sys-GMM是估计动态面板数据模型更恰当的方法。
⑩考虑到FDI技术溢出可能需要一定的过程，我们对包含FDI滞后一期变量的模型也作了估计，结果与表1报告的结果基本一致，比如FDI的系数为负或不显著，制度变量的系数显著为正。参照赤池信息标准(AIC)和施瓦兹信息标准(SIC)，我们最终维持以当期的FDI作为外资变量。
(11)根据该文献，如果回归方程中包含变量A和B以及二者的交叉项A*B，那么无论该交叉项的系数是否显著，A的回归系数都应解释为在B=0条件下A的影响；与之相对，在不包含交叉项的模型中，A的系数则是在B取平均值时A的影响。B的系数也作类似解释。
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