FDI創(chuàng)新溢出與門(mén)檻效應(yīng)——基于非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的分析

1、fdi創(chuàng)新溢出與門(mén)檻效應(yīng)基于非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型的分析摘要：本文采用面板數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型和非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型對(duì)19982008年我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)中fdi的創(chuàng)新溢出和門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)和測(cè)算，結(jié)果顯示：fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)在我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各細(xì)分行業(yè)中存在明顯差異；行業(yè)技術(shù)水平、人力資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)皆存在門(mén)檻效應(yīng)，具體而言，當(dāng)內(nèi)資企業(yè)行業(yè)技術(shù)水平超過(guò)0.756的門(mén)檻值后，fdi創(chuàng)新溢出提升的速度明顯加快；當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的人力資本跨過(guò)的7.79門(mén)檻值后，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)出現(xiàn)顯著的躍升；fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)只有在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較激烈(赫芬達(dá)指數(shù)638.0

2、)的行業(yè)才更為明顯；與人力資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度相比，行業(yè)技術(shù)水平對(duì)fdi創(chuàng)新溢出的影響最為顯著。關(guān)鍵詞：創(chuàng)新溢出效應(yīng)，門(mén)檻效應(yīng)，面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型一、引言在全球經(jīng)濟(jì)一體化步伐不斷加快和國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈的情況下，如何有效提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，已成為各國(guó)政府、企業(yè)與學(xué)術(shù)界高度關(guān)注的一個(gè)焦點(diǎn)問(wèn)題。大多數(shù)學(xué)者的研究顯示，fdi研發(fā)活動(dòng)的溢出效應(yīng)是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要來(lái)源之一。我國(guó)作為吸收f(shuō)di最多的發(fā)展中國(guó)家，fdi的大量流入及其在華研發(fā)投資力度不斷加大是否促進(jìn)了我國(guó)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升？fdi的創(chuàng)新溢出在不同的行業(yè)是否存在差異性和門(mén)檻效應(yīng)？本文擬采用我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)行業(yè)水平的面板數(shù)據(jù)，在研究

3、fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)行業(yè)差異的基礎(chǔ)上，運(yùn)用非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(pstr)模型對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出的門(mén)檻效應(yīng)做進(jìn)一步的檢驗(yàn)，以揭示fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)與若干影響因素之間的非線性關(guān)系，并對(duì)各影響因素的門(mén)檻水平進(jìn)行測(cè)度。關(guān)于fdi外部性的研究是從研究fdi的技術(shù)溢出效應(yīng)開(kāi)始的，學(xué)者們進(jìn)行了大量的理論和經(jīng)驗(yàn)研究。在這類研究中，研究者大多從整體上分析fdi對(duì)東道國(guó)整體技術(shù)進(jìn)步的影響，較少涉及fdi對(duì)東道國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響。而關(guān)于fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的研究則起步較晚，研究文獻(xiàn)相對(duì)薄弱，研究結(jié)論也不盡相同。hu & jefferson1采用大中型企業(yè)的數(shù)據(jù)研究了fdi對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，得出

4、了正向溢出的結(jié)論；cheung & lin2采用19952000年地區(qū)層面的面板數(shù)據(jù)分析了fdi對(duì)我國(guó)專利申請(qǐng)量的影響，結(jié)果表明滯后一期fdi對(duì)專利申請(qǐng)量存在顯著影響；侯潤(rùn)秀和官建成3運(yùn)用我國(guó)19982002年大中型工業(yè)企業(yè)省際面板數(shù)據(jù)分析fdi對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，fdi的流入對(duì)區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)；冼國(guó)明和嚴(yán)兵4采用我國(guó)19982003年的省際面板數(shù)據(jù)分析了fdi對(duì)專利申請(qǐng)量的影響，結(jié)果顯示在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后的中、西部地區(qū)，fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)并不明顯，而在溢出效應(yīng)較為顯著的東部地區(qū)，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)則主要表現(xiàn)在一些技術(shù)水平相對(duì)較低的創(chuàng)新項(xiàng)目中；蔣殿春和夏良科5

5、認(rèn)為fdi的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)不利于國(guó)內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新能力的成長(zhǎng)，但通過(guò)示范效應(yīng)和人員流動(dòng)效應(yīng)促進(jìn)國(guó)內(nèi)企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)?，F(xiàn)有的研究表明，fdi的溢出效應(yīng)多發(fā)生在發(fā)達(dá)國(guó)家或那些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、基礎(chǔ)設(shè)施較為完善的發(fā)展中國(guó)家，這說(shuō)明fdi的溢出效應(yīng)并不是自動(dòng)發(fā)生的，而要受到相關(guān)因素的制約。perez6認(rèn)為只有當(dāng)東道國(guó)具備一定的技術(shù)水平，fdi的技術(shù)溢出效應(yīng)才能得到充分利用，這一現(xiàn)象被borensztein et al.7稱為“門(mén)檻效應(yīng)”。fdi創(chuàng)新溢出的存在也存在類似的門(mén)檻效應(yīng)。liu & trevor 8運(yùn)用我國(guó)19972002年的面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，只有當(dāng)國(guó)內(nèi)企業(yè)具備一定的消化吸收能力時(shí)，fdi才會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)的

6、創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生正的溢出效應(yīng)。這里“一定的消化吸收能力”其實(shí)就是門(mén)檻水平。除技術(shù)差距、吸收能力之外，還有其他一些影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)發(fā)生的因素。目前國(guó)內(nèi)關(guān)于fdi創(chuàng)新溢出門(mén)檻效應(yīng)的研究文獻(xiàn)較少。薄文廣等9運(yùn)用我國(guó)19952003年省際面板數(shù)據(jù)分析了fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)fdi對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新會(huì)發(fā)揮積極的影響，但前提是必須跨越一定的人力資本門(mén)檻；李梅和譚力文10運(yùn)用我國(guó)19982006年的省際面板數(shù)據(jù)對(duì)fdi在不同地區(qū)引發(fā)的創(chuàng)新溢出效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，證實(shí)fdi對(duì)創(chuàng)新能力的溢出存在較大的地區(qū)差異，并進(jìn)一步從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本狀況、金融發(fā)展程度和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)四個(gè)方面對(duì)能夠引發(fā)積極的創(chuàng)新溢出效應(yīng)

7、的各因素的“門(mén)檻”水平進(jìn)行了測(cè)算。史星際11從人力資本、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放度、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)五個(gè)方面分析fdi對(duì)省域創(chuàng)新能力溢出效應(yīng)的門(mén)限特征，結(jié)果顯示除人力資本及人均gdp外，其他三因素與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)之間都存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)。本文對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)從兩方面進(jìn)行拓展：一是研究我國(guó)高技術(shù)行業(yè)fdi創(chuàng)新溢出的行業(yè)差異和門(mén)檻效應(yīng)。目前國(guó)內(nèi)關(guān)于fdi創(chuàng)新溢出的研究主要分析了fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的地區(qū)差異，尚沒(méi)有學(xué)者研究fdi創(chuàng)新溢出的行業(yè)差異和門(mén)檻效應(yīng)。二是運(yùn)用pstr模型檢驗(yàn)和測(cè)度f(wàn)di創(chuàng)新溢出的門(mén)檻效應(yīng)。以往研究的檢驗(yàn)手段基本上以構(gòu)造連乘模型或簡(jiǎn)單的分組檢驗(yàn)為主，這種分析方法無(wú)法精確探查引

8、發(fā)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)變動(dòng)的各種因素的具體門(mén)檻水平，而且對(duì)引起fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)非單調(diào)變化的因素?zé)o法進(jìn)行準(zhǔn)確的估計(jì)。少數(shù)文獻(xiàn)雖采用面板門(mén)限回歸(ptr)模型分析fdi技術(shù)溢出的門(mén)檻效應(yīng)12，但ptr模型在分析門(mén)檻效應(yīng)也存在缺陷，即其假定fdi溢出在某門(mén)檻前后發(fā)生突變，這一假定在某種程度上與客觀事實(shí)不符。fdi的創(chuàng)新溢出在不同的影響狀態(tài)之間進(jìn)行轉(zhuǎn)換可能很劇烈，也可能比較緩慢平滑。而pstr模型作為非線性關(guān)系模型分析的典型工具之一，具有允許參數(shù)逐步、緩慢發(fā)生變化的顯著優(yōu)勢(shì)，ptr模型實(shí)際上是pstr模型的特例。二、fdi創(chuàng)新溢出的行業(yè)差異(一)模型設(shè)定我們借鑒吳玉鳴13的做法，從griliches1

9、4和jaffe15提出的基本知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)(kpf)出發(fā)，根據(jù)romer 16內(nèi)生增長(zhǎng)模型的思路，逐漸引進(jìn)人力資本和fdi變量，構(gòu)建本文研究的計(jì)量模型。griliches-jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)具有如下形式：inn=ard。其中，inn為創(chuàng)新產(chǎn)出，a表示研發(fā)活動(dòng)的技術(shù)水平，rd表示自主研發(fā)資本投入。根據(jù)傳統(tǒng)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，在封閉經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，研發(fā)活動(dòng)的技術(shù)水平主要取決于進(jìn)行科學(xué)研究和發(fā)明創(chuàng)造的高技術(shù)人力資本總量(hk)，即：a=hk；fdi是國(guó)際技術(shù)溢出和創(chuàng)新溢出的重要渠道。在一個(gè)內(nèi)部沒(méi)有科學(xué)研究與發(fā)明創(chuàng)造而依賴fdi引進(jìn)技術(shù)的經(jīng)濟(jì)中，fdi在東道國(guó)研發(fā)活動(dòng)的規(guī)模越大，對(duì)內(nèi)資企業(yè)研發(fā)技術(shù)水平的影響

10、就越大，即：a=fdi。因此，當(dāng)既有國(guó)內(nèi)科學(xué)研究和發(fā)明創(chuàng)造、又有fdi流入存在時(shí)，內(nèi)資企業(yè)研發(fā)的技術(shù)水平由其高技術(shù)人力資本總量與fdi的研發(fā)規(guī)模共同決定，則有：a=hkfdi。其中，衡量了人力資本和fdi研發(fā)活動(dòng)之外的其他因素對(duì)研發(fā)技術(shù)水平的影響。將a=hkfdi代入griliches-jaffe知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)，可得創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)為：inn=hkfdird (1)(1)式兩邊取對(duì)數(shù)，同時(shí)在解釋變量中加入因變量的滯后項(xiàng)以控制行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的滯后效應(yīng)，獲得如下的面板數(shù)據(jù)變系數(shù)模型：lninnit=c+lninnit1+lnrdit+lnhkit+ilnfdiit+it (2)(2)式中，c為常數(shù)項(xiàng)，

11、i、t分別表示行業(yè)和時(shí)間；nnnit為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，基于本文的研究目的和數(shù)據(jù)的可得性，我們選擇內(nèi)資企業(yè)發(fā)明專利授權(quán)數(shù)作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)；rdit為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自身的研發(fā)投入，用各行業(yè)中內(nèi)資企業(yè)的r&d經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出來(lái)表示(單位：億元)；hkit為人力資本，用各行業(yè)中內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)人員折合全時(shí)當(dāng)量來(lái)表示(單位：人年)；fdiit為fdi對(duì)內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新溢出變量，用各行業(yè)中三資企業(yè)的r&d經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出來(lái)表示(單位：億元)；i為fdi創(chuàng)新溢出的彈性系數(shù)；it為誤差項(xiàng)，代表其他未觀測(cè)到的影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的因素。(2)式表明，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新主要依賴于內(nèi)資企業(yè)自主研發(fā)投入、人力

12、資本和fdi在華的研發(fā)規(guī)模。(二)回歸結(jié)果考慮到數(shù)據(jù)的可得性和平穩(wěn)性，本文選用19982008年我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。樣本數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒(19992009年)。rd、fdi采用以1998年為基期的r&d價(jià)格指數(shù)進(jìn)行折減；為消除變量取對(duì)數(shù)造成的極端值的影響，本文對(duì)inn中的零值按1處理(這樣的觀測(cè)值共有7個(gè))。使用軟件eviews6.0、采用固定影響的變系數(shù)模型對(duì)(2)式進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見(jiàn)表1。 表1顯示，調(diào)整后的r2可決系數(shù)達(dá)到0.815，模型取得了較好的擬合效果。13個(gè)行業(yè)中，中藥材及中成藥加工、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽(tīng)設(shè)備

13、制造、其他電子設(shè)備制造、電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造和通信設(shè)備制造7個(gè)行業(yè)中的創(chuàng)新溢出效應(yīng)顯著為正；化學(xué)藥品制造、生物藥品制造和儀器儀表制造3個(gè)行業(yè)fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)為正，電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造、醫(yī)療設(shè)備及器械制造3個(gè)行業(yè)fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)上皆不顯著。創(chuàng)新溢出效應(yīng)最大的是其他電子設(shè)備制造業(yè)(0.667)，最小的是辦公設(shè)備制造業(yè)(-0.047)?？梢?jiàn)，我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的行業(yè)差異性。三、fdi創(chuàng)新溢出的“門(mén)檻效應(yīng)”及其測(cè)量通過(guò)對(duì)我國(guó)13個(gè)高技術(shù)行業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)在不同行業(yè)存在明顯差異。產(chǎn)生這種差異的主要原因可能是各行

14、業(yè)擁有的技術(shù)水平、人力資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度不同引致其消化吸收能力、外資引入技術(shù)先進(jìn)程度不同，從而使fdi對(duì)不同行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響存在明顯差異。這也進(jìn)一步說(shuō)明fdi對(duì)我國(guó)高技術(shù)行業(yè)的創(chuàng)新溢出可能存在一定的“門(mén)檻效應(yīng)”，即當(dāng)某行業(yè)的技術(shù)水平、人力資本或市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度達(dá)到一定水平時(shí)，fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)會(huì)充分顯現(xiàn)和顯著躍升。本文在上述計(jì)量檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步確定影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的因素，并對(duì)引發(fā)創(chuàng)新溢出的門(mén)檻水平進(jìn)行測(cè)度。(一)“門(mén)檻效應(yīng)”的測(cè)量模型本文采用gonzalez et a1.17出的非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(pstr)模型對(duì)影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)變動(dòng)的各種因素進(jìn)行考察。該模型是對(duì)面板門(mén)

15、限回歸(ptr)模型的進(jìn)一步擴(kuò)展，由于回歸參數(shù)可以逐步、緩慢地發(fā)生變化，因而能夠較好地刻畫(huà)面板數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性。包含兩機(jī)制(regime)的基本的pstr模型形式如下：yit=i+0xit+1xitg(sit；，c)+uitg(sit；，c)=(1+exp(k=1m(sit-cit)-1y0，c1c2cm其中，yit為被解釋變量，xit=(wit，zit)為解釋變量，wit為因變量的滯后項(xiàng)，zit為一組外生變量。0和1依次為線性部分和非線性部分的參數(shù)向量。i為截面固定效應(yīng)，uit為殘差項(xiàng)。轉(zhuǎn)換函數(shù)g(sit；，c)通常采用邏輯函數(shù)形式，是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量sit的值域?yàn)?，1的有界、連續(xù)函數(shù)。sit

16、可以是xit向量的組成部分、組成部分的函數(shù)或一個(gè)不包含在xit內(nèi)的外生變量。為平滑參數(shù)，表示從一個(gè)機(jī)制轉(zhuǎn)換到另一個(gè)機(jī)制的速度或調(diào)整的平滑性；c為轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)，即機(jī)制轉(zhuǎn)換發(fā)生的臨界值。本文中的位置參數(shù)即c為門(mén)檻水平。在轉(zhuǎn)換函數(shù)g()中，m通常取1或2。當(dāng)m=1時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式稱為lstr1型，關(guān)于sit單調(diào)遞增。當(dāng)g()=0時(shí)，模型稱為低機(jī)制；當(dāng)g()=1時(shí)，稱為高機(jī)制。轉(zhuǎn)換函數(shù)值在0和1之間平滑轉(zhuǎn)換，從而模型也在上述兩機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)換。位置參數(shù)c代表從低機(jī)制向高機(jī)制轉(zhuǎn)換的過(guò)渡點(diǎn)。當(dāng)m=2時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)稱為lstr2型，關(guān)于sit非單調(diào)。g()=1的極限狀態(tài)稱為外機(jī)制；在(c1+c2)/2

17、處，g()達(dá)到最小值，對(duì)應(yīng)的機(jī)制為中間機(jī)制。此外，當(dāng)，m=1時(shí)，g()相當(dāng)于示性函數(shù)isitc，pstr模型退化為兩機(jī)制的ptr模型；當(dāng)，m=2時(shí)，g()相當(dāng)于示性函數(shù)ic1sitc2，pstr模型變?yōu)榘瑑蓚€(gè)相同的外機(jī)制和一個(gè)中間機(jī)制的三機(jī)制ptr模型；當(dāng)=0時(shí)，無(wú)論m如何取值，g()=0.5，pstr模型退化為系數(shù)為0+1/2的線性固定效應(yīng)模型?？梢?jiàn)，線性固定效應(yīng)模型和ptr模型均可看成pstr模型的特殊情形。(二)轉(zhuǎn)換變量的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的因素很多，基于現(xiàn)有研究文獻(xiàn)和我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)踐，本文選取如下三個(gè)因素測(cè)量fdi對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的門(mén)檻效應(yīng)：

18、1.行業(yè)技術(shù)水平(tgp)。東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平是影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)大小的決定性因素。劉軍18認(rèn)為，fdi對(duì)東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的存在和大小依賴于內(nèi)資企業(yè)的消化吸收能力，而內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平是反映其消化吸收能力的關(guān)鍵因素。發(fā)展中國(guó)家內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平往往較低，與外資企業(yè)存在較大的技術(shù)差距。這種差距會(huì)導(dǎo)致內(nèi)資企業(yè)消化吸收能力不足，不利于fdi溢出效應(yīng)的產(chǎn)生19。技術(shù)差距越大，fdi的溢出效應(yīng)就越小。本文采用內(nèi)資企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)與外資企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp*)的比值來(lái)衡量?jī)?nèi)資企業(yè)的相對(duì)技術(shù)水平(tgp)，即tgpit=tfpit/tfpit*。對(duì)于tgp的大于1的值，本文

19、一律按1進(jìn)行處理。本文參照謝千里等20的方法，分別對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的tfp水平進(jìn)行了測(cè)算，限于篇幅，這里不做詳細(xì)介紹。2.人力資本狀況(hk)。東道國(guó)的人力資本(hk)也是反映其消化吸收能力的一個(gè)重要指標(biāo)。發(fā)展中國(guó)家的人力資本水平一般較低，導(dǎo)致其不能充分吸收和消化fdi帶來(lái)的創(chuàng)新溢出。xu & wang 21對(duì)美國(guó)流向世界上40多個(gè)國(guó)家和地區(qū)的fdi進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，來(lái)自fdi的技術(shù)轉(zhuǎn)移對(duì)發(fā)展中國(guó)家技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用并不明顯，主要原因之一就是這些國(guó)家沒(méi)有充足的人力資本吸收f(shuō)di轉(zhuǎn)移的技術(shù)并實(shí)施進(jìn)一步的創(chuàng)新?？梢?jiàn)，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的正外部性的發(fā)揮需要東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)具備一定的人力

20、資本素質(zhì)。只有在東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)擁有的人力資本達(dá)到某一臨界水平時(shí)，fdi對(duì)東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)才會(huì)存在正向的溢出效應(yīng)7。人力資本的衡量指標(biāo)與第二部分相同。3.行業(yè)集中度(com)。行業(yè)(或市場(chǎng))競(jìng)爭(zhēng)程度是影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的又一重要因素。sjoholm22的研究發(fā)現(xiàn)fdi溢出效應(yīng)主要存在于那些競(jìng)爭(zhēng)程度較高的部門(mén)。因?yàn)槭袌?chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的激烈與否會(huì)影響跨國(guó)公司轉(zhuǎn)移到子公司的技術(shù)選擇和在子公司的研發(fā)經(jīng)費(fèi)投資，從而影響潛在的創(chuàng)新溢出程度。當(dāng)東道國(guó)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，為了在競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)有利地位，跨國(guó)公司就會(huì)對(duì)其子公司轉(zhuǎn)移更先進(jìn)的技術(shù)或在東道國(guó)進(jìn)行較大規(guī)模的研發(fā)活動(dòng)，fdi潛在的創(chuàng)新溢出效應(yīng)就較高。本文采用赫芬達(dá)指

21、數(shù)(hhi)來(lái)反映行業(yè)集中度，hhi越大，說(shuō)明行業(yè)集中度越高，競(jìng)爭(zhēng)程度越低；反之，hhi越小，行業(yè)集中度越低，競(jìng)爭(zhēng)程度越高。本文計(jì)算行業(yè)技術(shù)水平和行業(yè)集中度時(shí)所采用的數(shù)據(jù)皆來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的規(guī)模以上企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，人力資本的數(shù)據(jù)來(lái)自各年度的中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒。(三)計(jì)量結(jié)果為測(cè)度上述三因素對(duì)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的門(mén)檻水平，在(2)式的面板數(shù)據(jù)變系數(shù)模型的基礎(chǔ)上，我們分別設(shè)定以行業(yè)技術(shù)水平(tgp)、人力資本(lnhk)、行業(yè)集中度(com)為轉(zhuǎn)換變量的pstr模型(分別稱之為模型1、模型2、模型3)：lninnit=i+1lninnit-1+2lnrdit+3lnhkit+4lnf

22、diit+5lnfdiitg(tgpit；，c)+itlninnit=i+1lninnit-1+2lnrdit+3lnhkit+4lnfdiit+5lnfdiitg(lnhkit；，c)+itlninnit=i+1lninnit-1+2lnrdit+3lnhkit+4lnfdiit+5lnfdiitg(comit；，c)+it本文采用計(jì)量軟件r2.11.1對(duì)模型1-3進(jìn)行估計(jì)。pstr模型的估計(jì)首先要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕孛娈愘|(zhì)性，即是否存在非線性。構(gòu)建輔助回歸：yit=i+0*xit+1*xitsit+2*xitsit2+3*xitsit3+uit*，檢驗(yàn)原假設(shè)h0：1*=2*=3*=0。h0被拒絕表

23、明存在非線性關(guān)系。非線性關(guān)系確定后，再根據(jù)最強(qiáng)拒絕原則來(lái)確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的具體形式。依次檢驗(yàn)原假設(shè)：h03：3*=0、h02：2*=03*=0和h01：1*=03*=2*=0。若最強(qiáng)拒絕h02，則選取m=2，轉(zhuǎn)換函數(shù)形式為lstr2。反之，則選取m=1，轉(zhuǎn)換函數(shù)形式為lstr1。h0、h03、h02、h01對(duì)應(yīng)的lm統(tǒng)計(jì)量分別為lm、lm3、lm2和lm1，同時(shí)也給出了非線性檢驗(yàn)的f檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表2)。注：括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的p值。表2顯示，在1%、5%、10%的顯著水平上，模型13分別拒絕了線性模型的原假設(shè)，這表明三個(gè)轉(zhuǎn)換變量對(duì)fdi創(chuàng)新溢出的門(mén)檻效應(yīng)都是存在的，因此本文采用pstr模型進(jìn)行估計(jì)是合適

24、的。在模型1和模型2中，lm1對(duì)應(yīng)的p值最小，因而轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式為lstr1；模型3中，lm2對(duì)應(yīng)的p值最小，轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式為lstr2。本文采用網(wǎng)格搜索法確定和c的初始值，表3顯示，通過(guò)網(wǎng)格搜索所得到的、c的初始值均落在了相應(yīng)的構(gòu)造區(qū)間之內(nèi)。在確定和c的初始值后，采用非線性最小二乘法估計(jì)模型1-3中的參數(shù)，結(jié)果見(jiàn)表4。注：括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。本文報(bào)告的aic=(2*1+2*k)/n，其中1為對(duì)數(shù)似然值，k為參數(shù)個(gè)數(shù)，n為樣本容量。從表4可以看出，模型1-3中，被解釋變量lninnit1的系數(shù)為正且在統(tǒng)計(jì)上顯著異于零，表明我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專利創(chuàng)新水平具有累積效應(yīng)；內(nèi)資企業(yè)研發(fā)投入(lnrd)的系

25、數(shù)為正且在模型1和模型3中顯著，表明我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)自身的研發(fā)資本投入成正相關(guān)；人力資本(lnhk)的系數(shù)也為正，且在模型2-3中顯著，表明人力資本對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新也具有正效應(yīng)。本文主要研究行業(yè)技術(shù)水平(tgp)、人力資本(lnhk)和行業(yè)集中度(com)三因素對(duì)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響。1.行業(yè)技術(shù)水平(tgp)與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)模型1估計(jì)結(jié)果顯示，平滑參數(shù)為5.512，表明模型轉(zhuǎn)換的速度較慢，不同機(jī)制之間的轉(zhuǎn)換是平滑的。lnfdi*g()的系數(shù)為正，表明行業(yè)技術(shù)水平(tgp)與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)正相關(guān)，即tgp越大，內(nèi)外資企業(yè)間的技術(shù)差距越小，fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)

26、越大。模型含有一個(gè)位置參數(shù)，引發(fā)fdi正向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的行業(yè)技術(shù)水平的門(mén)檻值為0.756，即當(dāng)tgp0.756時(shí)，fdi對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升速度明顯加快。為直觀地反映fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)與行業(yè)技術(shù)水平(tgp)之間的關(guān)系，圖1繪制了ln fdi系數(shù)與tgp的變動(dòng)曲線。圖1顯示，隨著tgp的增加，即內(nèi)外資企業(yè)間技術(shù)差距的不斷縮小，fdi對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)不斷增加，這與我們預(yù)期的結(jié)果是一致的。跨過(guò)行業(yè)技術(shù)水平門(mén)檻的有中藥材及中成藥加工、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽(tīng)設(shè)備制造、其他電子設(shè)備制造和電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造6個(gè)行業(yè)，其中其他電子設(shè)備制造業(yè)技術(shù)水平最高，相應(yīng)的fdi創(chuàng)新溢出

27、效應(yīng)也最大(0.37)；辦公設(shè)備制造業(yè)的技術(shù)水平最低，其fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)也最小(0.08)。這與本文第二部分變系數(shù)模型的回歸結(jié)果基本吻合，雖然溢出效應(yīng)的大小略有不同，但各細(xì)分行業(yè)在創(chuàng)新溢出效應(yīng)上的排序卻非常接近。2.人力資本(lnhk)與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)模型2的估計(jì)結(jié)果顯示，平滑參數(shù)為408.0，說(shuō)明模型在不同機(jī)制之間轉(zhuǎn)換的速度非常快。pstr模型趨近于簡(jiǎn)單的兩機(jī)制ptr模型。lnfdi*g()的系數(shù)為正，表明fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)與人力資本正相關(guān)。模型含有一個(gè)位置參數(shù)，引發(fā)fdi正向創(chuàng)新溢出效應(yīng)的人力資本(lnhk)的門(mén)檻值為7.79。當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)人員折合全時(shí)當(dāng)量達(dá)到2416.3(e

28、7.79)時(shí)，能夠引發(fā)正向的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，此時(shí)fdi對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升作用非常明顯。圖2顯示了lnfdi系數(shù)與人力資本(lnhk)的變動(dòng)曲線，從中可以看出，模型2的確退化為兩機(jī)制ptr模型?？邕^(guò)人力資本門(mén)檻的行業(yè)共有化學(xué)藥品制造、中藥材及中成藥加工、通信設(shè)備制造、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽(tīng)設(shè)備制造和儀器儀表制造7個(gè)行業(yè)，其fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)約為0.379；生物藥品制造、其他電子設(shè)備制造、電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造、電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造和醫(yī)療設(shè)備及器械制造6個(gè)行業(yè)的人力資本低于門(mén)檻水平，相應(yīng)的fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)僅為0.116。這說(shuō)明當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的人力資本跨越7.7

29、9的門(mén)檻值后，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)出現(xiàn)顯著的躍升。3.行業(yè)集中度(com)與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)模型3的計(jì)量結(jié)果顯示，平滑參數(shù)為3.675，表明模型轉(zhuǎn)換的速度較慢。行業(yè)集中程度對(duì)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響具有雙門(mén)檻的特征：c1=38.1，c2=638.0。當(dāng)行業(yè)赫芬達(dá)指數(shù)低于38.1或高于638.0時(shí)，fdi對(duì)內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新溢出效應(yīng)非常小，僅為0.001；當(dāng)赫芬達(dá)指數(shù)位于c1和c2之間，即38.1com638.0時(shí)，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)顯著提升，達(dá)到0.306。lnfdi*g()的系數(shù)為負(fù)，由于赫芬達(dá)指數(shù)低于38.1的觀測(cè)值只有1個(gè)(2004年儀器儀表制造業(yè))，且本文考察時(shí)期內(nèi)儀器儀表制造業(yè)的赫芬達(dá)指

30、數(shù)的均值高于38.1(為61.44)，因此可以近似地認(rèn)為，行業(yè)集中度(com)與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)是負(fù)相關(guān)的。在其他條件不變的情況下，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)只有在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較激烈(赫芬達(dá)指數(shù)638.0)的行業(yè)才更為明顯。圖3繪制了系數(shù)lnfdi與行業(yè)集中度(com)的變動(dòng)曲線。從中可看出，com均值低于38.1的行業(yè)個(gè)數(shù)為0，高于638.0的行業(yè)只有電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造業(yè)，其余的12個(gè)行業(yè)均跨過(guò)了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的門(mén)檻(638.0)；當(dāng)赫芬達(dá)指數(shù)高于638.0時(shí)，lnfdi系數(shù)由中間體制時(shí)的0.306降為外體制時(shí)的0.001。這是因?yàn)椋S著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度由競(jìng)爭(zhēng)向壟斷邁進(jìn)，跨國(guó)公司向子公司轉(zhuǎn)移先進(jìn)技術(shù)和在

31、東道國(guó)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)的激勵(lì)隨之降低，導(dǎo)致fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的減少。通過(guò)以上的分析，我們發(fā)現(xiàn)，行業(yè)技術(shù)水平、人力資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度三因素對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的fdi創(chuàng)新溢出的門(mén)檻效應(yīng)都是存在的。如表5所示，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的13個(gè)細(xì)分行業(yè)中，全部通過(guò)三個(gè)門(mén)檻的行業(yè)只有4個(gè)；通過(guò)行業(yè)技術(shù)水平門(mén)檻的行業(yè)有6個(gè)；通過(guò)人力資本門(mén)檻的行業(yè)有7個(gè)；通過(guò)行業(yè)集中度門(mén)檻的行業(yè)有12個(gè)。根據(jù)gonzalez et al.17提出的模型選擇準(zhǔn)則，最強(qiáng)地拒絕線性原假設(shè)的模型為最優(yōu)。依據(jù)該準(zhǔn)則，并參照表1中l(wèi)m檢驗(yàn)和f檢驗(yàn)的結(jié)果，可以判斷模型1是最優(yōu)的，因而，在三個(gè)轉(zhuǎn)換變量中，行業(yè)技術(shù)水平(tgp)對(duì)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響最為

32、顯著。這點(diǎn)也可從圖1-3中看出。當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)g()1時(shí)，圖2和圖3中l(wèi)nfdi的系數(shù)分別0.38為和0.31，均低于圖1中l(wèi)nfdi的系數(shù)0.5。因此，與人力資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度相比，行業(yè)技術(shù)水平是制約我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)發(fā)揮的主要因素。而且以行業(yè)技術(shù)水平為轉(zhuǎn)換變量的pstr模型(模型1)的估計(jì)結(jié)果與本文第二部分面板數(shù)據(jù)變系數(shù)模型的回歸結(jié)果也基本吻合，表現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的行業(yè)排序非常接近；二是通過(guò)行業(yè)技術(shù)水平門(mén)檻的6個(gè)行業(yè)的fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)皆顯著為正，而fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)不顯著的6個(gè)行業(yè)皆沒(méi)有通過(guò)行業(yè)技術(shù)水平的門(mén)檻(見(jiàn)表1和圖1)。此外，全部通過(guò)三個(gè)門(mén)檻的行業(yè)只有

33、中藥材及中成藥加工等4個(gè)行業(yè)，這4個(gè)行業(yè)中fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的顯著性最好(見(jiàn)表1)。對(duì)于pstr模型計(jì)量結(jié)果評(píng)價(jià)的各項(xiàng)檢驗(yàn)，例如參數(shù)一致性檢驗(yàn)、無(wú)剩余異質(zhì)性檢驗(yàn)、無(wú)誤差自相關(guān)檢驗(yàn)等由于篇幅所限不再贅述，各項(xiàng)檢驗(yàn)均表現(xiàn)出了良好的合意性。四、基本結(jié)論及政策建議本文采用面板數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型和非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型對(duì)19982008年我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)中fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)及其門(mén)檻水平進(jìn)行檢驗(yàn)和測(cè)算，得出如下結(jié)論：1.fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)在我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各細(xì)分行業(yè)中存在明顯差異。fdi在中藥材及中成藥加工、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽(tīng)設(shè)備制造、其他電子設(shè)備制造、電子計(jì)算機(jī)整機(jī)制造和通

34、信設(shè)備制造7個(gè)行業(yè)產(chǎn)生了顯著的正向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，而在電子計(jì)算機(jī)外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造等6個(gè)行業(yè)中，fdi對(duì)內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新溢出效應(yīng)則不顯著。2.行業(yè)技術(shù)水平、人力資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的fdi創(chuàng)新溢出皆存在門(mén)檻效應(yīng)。在其他條件不變的情況下，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)與行業(yè)技術(shù)水平、人力資本成正相關(guān)關(guān)系，與行業(yè)集中度成負(fù)相關(guān)。具體來(lái)講，當(dāng)內(nèi)資企業(yè)行業(yè)技術(shù)水平超過(guò)0.756的門(mén)檻值后，fdi創(chuàng)新溢出提升的速度明顯加快；當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的人力資本跨過(guò)7.79的門(mén)檻值后，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)出現(xiàn)顯著的躍升；fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)只有在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較為激烈(赫芬達(dá)指數(shù)638.0)的行業(yè)才更為明顯。3.與人力

35、資本、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度相比，行業(yè)技術(shù)水平對(duì)fdi創(chuàng)新溢出的影響最為顯著，是制約我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)發(fā)揮的一個(gè)主要因素。我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個(gè)細(xì)分行業(yè)中，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)不顯著的行業(yè)共有6個(gè)，這些行業(yè)皆沒(méi)有通過(guò)行業(yè)技術(shù)水平門(mén)檻，其中的4個(gè)行業(yè)沒(méi)有通過(guò)人力資本門(mén)檻。由于自身技術(shù)水平較低或人力資本水平不足，fdi對(duì)這些行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力的提升作用十分有限。因此，對(duì)于這些行業(yè)來(lái)說(shuō)，一方面，應(yīng)加大研發(fā)資金和人員投入，努力提高技術(shù)水平。在掌握基礎(chǔ)技術(shù)和成熟技術(shù)的基礎(chǔ)上，組織實(shí)施重大科技專項(xiàng)攻關(guān)，努力突破關(guān)鍵性技術(shù)和核心技術(shù)。另一方面，在創(chuàng)新隊(duì)伍建設(shè)上，努力完善人才成長(zhǎng)和流動(dòng)機(jī)制，建立有利于高技術(shù)人

36、才成長(zhǎng)的激勵(lì)機(jī)制，創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式，做好重點(diǎn)領(lǐng)域緊缺人才的培養(yǎng)工作，努力提升我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的人力資本素質(zhì)。注釋：如果i顯著為正，則表明fdi在華的研發(fā)活動(dòng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用；如果i顯著為負(fù)，則表明fdi在華的研發(fā)活動(dòng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在阻礙作用。如果i的回歸結(jié)果不顯著，則表明fdi在華的研發(fā)活動(dòng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新沒(méi)有產(chǎn)生明顯的影響。我們刪除了數(shù)據(jù)缺失或服務(wù)于國(guó)防建設(shè)的特殊行業(yè)(包括飛機(jī)制造及修理、航天器制造、雷達(dá)及配套設(shè)備制造和廣播電視設(shè)備制造四個(gè)行業(yè))。r&d價(jià)格指數(shù)為：pird=0.35cpi+0.31rpi+0.34fapi。其中，cpi為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，rpi為原材料、動(dòng)

37、力、燃料購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)，fapi為固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，權(quán)數(shù)根據(jù)中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒(20012006)提供的數(shù)據(jù)計(jì)算。模型設(shè)定的f檢驗(yàn)結(jié)果表明，混合ols模型(對(duì)應(yīng)p值0.035)和變截距模型(對(duì)應(yīng)p值0.062)均被拒絕，采用變系數(shù)模型是合適的；進(jìn)一步的隨機(jī)系數(shù)模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lm統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值為0.192，隨機(jī)系數(shù)模型被拒絕，因此我們采用固定影響的變系數(shù)模型對(duì)(6)式進(jìn)行估計(jì)。我們關(guān)注的是外資企業(yè)對(duì)內(nèi)資企業(yè)的外部性，一般前提是內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平低于外資企業(yè)的技術(shù)水平。當(dāng)滿足這一前提時(shí)，研究fdi創(chuàng)新溢出才有意義。因此我們對(duì)tgp進(jìn)行這樣處理是合適的。模型2的轉(zhuǎn)換變量(人力資本)包含在解釋變量

38、xit之中，xit中的hk為對(duì)數(shù)形式，因此模型2的轉(zhuǎn)換變量也采用人力資本的對(duì)數(shù)形式lnhk。作者簡(jiǎn)介：牛澤東(1985)，男，山西長(zhǎng)治人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；張倩肖(1966)，女，陜西渭南人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。參考文獻(xiàn)：1hu a., jefferson g., 2002, “fdi impact and spillover: evidence from chinas electronic and textile industries”, the world economy, 25 (8):

39、10631076.2kui-yin cheung and ping lin., “spillover effects of fdi on innovation in china: evidence from provincial data”, china economic review, 2004, 15 (1): 2544.3侯潤(rùn)秀，官建成.fdi對(duì)我國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響j.研究與發(fā)展管理,2006(3)：5965.4冼國(guó)明，嚴(yán)兵.fdi對(duì)中國(guó)創(chuàng)新能力的溢出效應(yīng)j.世界經(jīng)濟(jì)，2005(10)：1825.5蔣殿春，夏良科.外商直接投資對(duì)中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作用的經(jīng)驗(yàn)分析j.世

40、界經(jīng)濟(jì)，2005(8)：310.6perez t., 2007, “multinational enterprises and technological spillovers: an evolutionary model”, evolutionary economics, 7(2): 169192.7borensztein e., gregorio j, lee j. w., 1998, “how does foreign direct investment affect economic growth?”, journal of international economics, 45 (1): 115135.8liu x., trevor, 2007, “innovation performance and channels for international technology spillovers: evidence from chinese high-tech industries”, research policy, 36(3): 355366.9薄文廣，馬先標(biāo)，冼國(guó)明.外國(guó)直接投資對(duì)于中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新作用的影響分析j.科技與經(jīng)濟(jì)，2005(11)：4551.10李梅，譚力文.