FDI創(chuàng)新溢出與門檻效應(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19982008年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個細分行業(yè)中fdi的創(chuàng)新溢出和門檻效應(yīng)進行檢驗和測算，結(jié)果顯示：fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)在我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各細分行業(yè)中存在明顯差異；行業(yè)技術(shù)水平、人力資本、市場競爭程度對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)皆存在門檻效應(yīng)，具體而言，當(dāng)內(nèi)資企業(yè)行業(yè)技術(shù)水平超過0.756的門檻值后，fdi創(chuàng)新溢出提升的速度明顯加快；當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的人力資本跨過的7.79門檻值后，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)只有在市場競爭程度較激烈(赫芬達指數(shù)638.0

2、)的行業(yè)才更為明顯；與人力資本、市場競爭程度相比，行業(yè)技術(shù)水平對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)，門檻效應(yīng)，面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型一、引言在全球經(jīng)濟一體化步伐不斷加快和國際市場競爭日趨激烈的情況下，如何有效提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，已成為各國政府、企業(yè)與學(xué)術(shù)界高度關(guān)注的一個焦點問題。大多數(shù)學(xué)者的研究顯示，fdi研發(fā)活動的溢出效應(yīng)是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要來源之一。我國作為吸收fdi最多的發(fā)展中國家，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了我國內(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檻效應(yīng)？本文擬采用我國高技術(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，運用非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(pstr)模型對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出的門檻效應(yīng)做進一步的檢驗，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，并對各影響因素的門檻水平進行測度。關(guān)于fdi外部性的研究是從研究fdi的技術(shù)溢出效應(yīng)開始的，學(xué)者們進行了大量的理論和經(jīng)驗研究。在這類研究中，研究者大多從整體上分析fdi對東道國整體技術(shù)進步的影響，較少涉及fdi對東道國技術(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，研究文獻相對薄弱，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對我國技術(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對我國專利申請量的影響，結(jié)果表明滯后一期fdi對專利申請量存在顯著影響；侯潤秀和官建成3運用我國19982002年大中型工業(yè)企業(yè)省際面板數(shù)據(jù)分析fdi對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響時發(fā)現(xiàn)，fdi的流入對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)；冼國明和嚴兵4采用我國19982003年的省際面板數(shù)據(jù)分析了fdi對專利申請量的影響，結(jié)果顯示在經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后的中、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)水平相對較低的創(chuàng)新項目中；蔣殿春和夏良科5

5、認為fdi的競爭效應(yīng)不利于國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新能力的成長，但通過示范效應(yīng)和人員流動效應(yīng)促進國內(nèi)企業(yè)的研發(fā)活動。現(xiàn)有的研究表明，fdi的溢出效應(yīng)多發(fā)生在發(fā)達國家或那些經(jīng)濟發(fā)展水平較高、基礎(chǔ)設(shè)施較為完善的發(fā)展中國家，這說明fdi的溢出效應(yīng)并不是自動發(fā)生的，而要受到相關(guān)因素的制約。perez6認為只有當(dāng)東道國具備一定的技術(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“門檻效應(yīng)”。fdi創(chuàng)新溢出的存在也存在類似的門檻效應(yīng)。liu & trevor 8運用我國19972002年的面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，只有當(dāng)國內(nèi)企業(yè)具備一定的消化吸收能力時，fdi才會對國內(nèi)企業(yè)的

6、創(chuàng)新活動產(chǎn)生正的溢出效應(yīng)。這里“一定的消化吸收能力”其實就是門檻水平。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。目前國內(nèi)關(guān)于fdi創(chuàng)新溢出門檻效應(yīng)的研究文獻較少。薄文廣等9運用我國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對國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新會發(fā)揮積極的影響，但前提是必須跨越一定的人力資本門檻；李梅和譚力文10運用我國19982006年的省際面板數(shù)據(jù)對fdi在不同地區(qū)引發(fā)的創(chuàng)新溢出效應(yīng)進行檢驗，證實fdi對創(chuàng)新能力的溢出存在較大的地區(qū)差異，并進一步從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、人力資本狀況、金融發(fā)展程度和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)四個方面對能夠引發(fā)積極的創(chuàng)新溢出效應(yīng)

7、的各因素的“門檻”水平進行了測算。史星際11從人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平、金融發(fā)展水平、對外開放度、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)五個方面分析fdi對省域創(chuàng)新能力溢出效應(yīng)的門限特征，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檻效應(yīng)。本文對現(xiàn)有文獻從兩方面進行拓展：一是研究我國高技術(shù)行業(yè)fdi創(chuàng)新溢出的行業(yè)差異和門檻效應(yīng)。目前國內(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，尚沒有學(xué)者研究fdi創(chuàng)新溢出的行業(yè)差異和門檻效應(yīng)。二是運用pstr模型檢驗和測度fdi創(chuàng)新溢出的門檻效應(yīng)。以往研究的檢驗手段基本上以構(gòu)造連乘模型或簡單的分組檢驗為主，這種分析方法無法精確探查引

8、發(fā)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)變動的各種因素的具體門檻水平，而且對引起fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)非單調(diào)變化的因素?zé)o法進行準(zhǔn)確的估計。少數(shù)文獻雖采用面板門限回歸(ptr)模型分析fdi技術(shù)溢出的門檻效應(yīng)12，但ptr模型在分析門檻效應(yīng)也存在缺陷，即其假定fdi溢出在某門檻前后發(fā)生突變，這一假定在某種程度上與客觀事實不符。fdi的創(chuàng)新溢出在不同的影響狀態(tài)之間進行轉(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，ptr模型實際上是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提出的基本知識生產(chǎn)函數(shù)(kpf)出發(fā)，根據(jù)romer 16內(nèi)生增長模型的思路，逐漸引進人力資本和fdi變量，構(gòu)建本文研究的計量模型。griliches-jaffe知識生產(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)生增長模型，在封閉經(jīng)濟系統(tǒng)中，研發(fā)活動的技術(shù)水平主要取決于進行科學(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是國際技術(shù)溢出和創(chuàng)新溢出的重要渠道。在一個內(nèi)部沒有科學(xué)研究與發(fā)明創(chuàng)造而依賴fdi引進技術(shù)的經(jīng)濟中，fdi在東道國研發(fā)活動的規(guī)模越大，對內(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)既有國內(nèi)科學(xué)研究和發(fā)明創(chuàng)造、又有fdi流入存在時，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)活動之外的其他因素對研發(fā)技術(shù)水平的影響。將a=hkfdi代入griliches-jaffe知識生產(chǎn)函數(shù)，可得創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)為：inn=hkfdird (1)(1)式兩邊取對數(shù)，同時在解釋變量中加入因變量的滯后項以控制行業(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，

11、i、t分別表示行業(yè)和時間；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)費內(nèi)部支出來表示(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)活動人員折合全時當(dāng)量來表示(單位：人年)；fdiit為fdi對內(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)費內(nèi)部支出來表示(單位：億元)；i為fdi創(chuàng)新溢出的彈性系數(shù)；it為誤差項，代表其他未觀測到的影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的因素。(2)式表明，我國高技術(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年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個細分行業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行估計。樣本數(shù)據(jù)來自中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒(19992009年)。rd、fdi采用以1998年為基期的r&d價格指數(shù)進行折減；為消除變量取對數(shù)造成的極端值的影響，本文對inn中的零值按1處理(這樣的觀測值共有7個)。使用軟件eviews6.0、采用固定影響的變系數(shù)模型對(2)式進行估計，回歸結(jié)果見表1。 表1顯示，調(diào)整后的r2可決系數(shù)達到0.815，模型取得了較好的擬合效果。13個行業(yè)中，中藥材及中成藥加工、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽設(shè)備

13、制造、其他電子設(shè)備制造、電子計算機整機制造和通信設(shè)備制造7個行業(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個行業(yè)fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)為正，電子計算機外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造、醫(yī)療設(shè)備及器械制造3個行業(yè)fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)為負，但統(tǒng)計上皆不顯著。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)?？梢姡覈呒夹g(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“門檻效應(yīng)”及其測量通過對我國13個高技術(shù)行業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的檢驗發(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、市場競爭程度不同引致其消化吸收能力、外資引入技術(shù)先進程度不同，從而使fdi對不同行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響存在明顯差異。這也進一步說明fdi對我國高技術(shù)行業(yè)的創(chuàng)新溢出可能存在一定的“門檻效應(yīng)”，即當(dāng)某行業(yè)的技術(shù)水平、人力資本或市場競爭程度達到一定水平時，fdi的創(chuàng)新溢出效應(yīng)會充分顯現(xiàn)和顯著躍升。本文在上述計量檢驗的基礎(chǔ)上，進一步確定影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的因素，并對引發(fā)創(chuàng)新溢出的門檻水平進行測度。(一)“門檻效應(yīng)”的測量模型本文采用gonzalez et a1.17出的非線性面板平滑轉(zhuǎn)換回歸(pstr)模型對影響fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)變動的各種因素進行考察。該模型是對面板門

15、限回歸(ptr)模型的進一步擴展，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面板數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性。包含兩機制(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，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。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的值域為0，1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)或一個不包含在xit內(nèi)的外生變量。為平滑參數(shù)，表示從一個機制轉(zhuǎn)換到另一個機制的速度或調(diào)整的平滑性；c為轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)，即機制轉(zhuǎn)換發(fā)生的臨界值。本文中的位置參數(shù)即c為門檻水平。在轉(zhuǎn)換函數(shù)g()中，m通常取1或2。當(dāng)m=1時，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，模型稱為低機制；當(dāng)g()=1時，稱為高機制。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制之間平滑轉(zhuǎn)換。位置參數(shù)c代表從低機制向高機制轉(zhuǎn)換的過渡點。當(dāng)m=2時，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)稱為外機制；在(c1+c2)/2

17、處，g()達到最小值，對應(yīng)的機制為中間機制。此外，當(dāng)，m=1時，g()相當(dāng)于示性函數(shù)isitc，pstr模型退化為兩機制的ptr模型；當(dāng)，m=2時，g()相當(dāng)于示性函數(shù)ic1sitc2，pstr模型變?yōu)榘瑑蓚€相同的外機制和一個中間機制的三機制ptr模型；當(dāng)=0時，無論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?，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)有研究文獻和我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實踐，本文選取如下三個因素測量fdi對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力溢出的門檻效應(yīng)：

18、1.行業(yè)技術(shù)水平(tgp)。東道國內(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認為，fdi對東道國內(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*)的比值來衡量內(nèi)資企業(yè)的相對技術(shù)水平(tgp)，即tgpit=tfpit/tfpit*。對于tgp的大于1的值，本文

19、一律按1進行處理。本文參照謝千里等20的方法，分別對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的tfp水平進行了測算，限于篇幅，這里不做詳細介紹。2.人力資本狀況(hk)。東道國的人力資本(hk)也是反映其消化吸收能力的一個重要指標(biāo)。發(fā)展中國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帶來的創(chuàng)新溢出。xu & wang 21對美國流向世界上40多個國家和地區(qū)的fdi進行分析發(fā)現(xiàn)，來自fdi的技術(shù)轉(zhuǎn)移對發(fā)展中國家技術(shù)進步的促進作用并不明顯，主要原因之一就是這些國家沒有充足的人力資本吸收fdi轉(zhuǎn)移的技術(shù)并實施進一步的創(chuàng)新。可見，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的正外部性的發(fā)揮需要東道國內(nèi)資企業(yè)具備一定的人力

20、資本素質(zhì)。只有在東道國內(nèi)資企業(yè)擁有的人力資本達到某一臨界水平時，fdi對東道國內(nèi)資企業(yè)才會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)競爭程度是影響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)主要存在于那些競爭程度較高的部門。因為市場競爭程度的激烈與否會影響跨國公司轉(zhuǎn)移到子公司的技術(shù)選擇和在子公司的研發(fā)經(jīng)費投資，從而影響潛在的創(chuàng)新溢出程度。當(dāng)東道國市場競爭程度較高時，為了在競爭中占據(jù)有利地位，跨國公司就會對其子公司轉(zhuǎn)移更先進的技術(shù)或在東道國進行較大規(guī)模的研發(fā)活動，fdi潛在的創(chuàng)新溢出效應(yīng)就較高。本文采用赫芬達指

21、數(shù)(hhi)來反映行業(yè)集中度，hhi越大，說明行業(yè)集中度越高，競爭程度越低；反之，hhi越小，行業(yè)集中度越低，競爭程度越高。本文計算行業(yè)技術(shù)水平和行業(yè)集中度時所采用的數(shù)據(jù)皆來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的規(guī)模以上企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，人力資本的數(shù)據(jù)來自各年度的中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒。(三)計量結(jié)果為測度上述三因素對fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的門檻水平，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本文采用計量軟件r2.11.1對模型1-3進行估計。pstr模型的估計首先要檢驗?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)最強拒絕原則來確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的具體形式。依次檢驗原假設(shè)：h03：3*=0、h02：2*=03*=0和h01：1*=03*=2*=0。若最強拒絕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對應(yīng)的lm統(tǒng)計量分別為lm、lm3、lm2和lm1，同時也給出了非線性檢驗的f檢驗結(jié)果(見表2)。注：括號內(nèi)為對應(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)，這表明三個轉(zhuǎn)換變量對fdi創(chuàng)新溢出的門檻效應(yīng)都是存在的，因此本文采用pstr模型進行估計是合適

24、的。在模型1和模型2中，lm1對應(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模型1-3中的參數(shù)，結(jié)果見表4。注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。本文報告的aic=(2*1+2*k)/n，其中1為對數(shù)似然值，k為參數(shù)個數(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)計上顯著異于零，表明我國高技術(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，表明人力資本對我國高技術(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)水平的門檻值為0.756，即當(dāng)tgp0.756時，fdi對內(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?？邕^行業(yè)技術(shù)水平門檻的有中藥材及中成藥加工、電子器件制造、電子元件制造、家用視聽設(shè)備制造、其他電子設(shè)備制造和電子計算機整機制造6個行業(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的估計結(jié)果顯示，平滑參數(shù)為408.0，說明模型在不同機制之間轉(zhuǎn)換的速度非?？?。pstr模型趨近于簡單的兩機制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)的門檻值為7.79。當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的研發(fā)活動人員折合全時當(dāng)量達到2416.3(e

28、7.79)時，能夠引發(fā)正向的創(chuàng)新溢出效應(yīng)，此時fdi對我國高技術(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)的變動曲線，從中可以看出，模型2的確退化為兩機制ptr模型?？邕^人力資本門檻的行業(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、家用視聽設(shè)備制造和儀器儀表制造7個行業(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、電子計算機整機制造、電子計算機外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造和醫(yī)療設(shè)備及器械制造6個行業(yè)的人力資本低于門檻水平，相應(yīng)的fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)僅為0.116。這說明當(dāng)內(nèi)資企業(yè)的人力資本跨越7.7

29、9的門檻值后，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fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響具有雙門檻的特征：c1=38.1，c2=638.0。當(dāng)行業(yè)赫芬達指數(shù)低于38.1或高于638.0時，fdi對內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新溢出效應(yīng)非常小，僅為0.001；當(dāng)赫芬達指數(shù)位于c1和c2之間，即38.1com638.0時，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)顯著提升，達到0.306。lnfdi*g()的系數(shù)為負，由于赫芬達指數(shù)低于38.1的觀測值只有1個(2004年儀器儀表制造業(yè))，且本文考察時期內(nèi)儀器儀表制造業(yè)的赫芬達指

30、數(shù)的均值高于38.1(為61.44)，因此可以近似地認為，行業(yè)集中度(com)與fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)是負相關(guān)的。在其他條件不變的情況下，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)只有在市場競爭程度較激烈(赫芬達指數(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)的變動曲線。從中可看出，com均值低于38.1的行業(yè)個數(shù)為0，高于638.0的行業(yè)只有電子計算機整機制造業(yè)，其余的12個行業(yè)均跨過了市場競爭程度的門檻(638.0)；當(dāng)赫芬達指數(shù)高于638.0時，lnfdi系數(shù)由中間體制時的0.306降為外體制時的0.001。這是因為，隨著市場競爭程度由競爭向壟斷邁進，跨國公司向子公司轉(zhuǎn)移先進技術(shù)和在

31、東道國進行研發(fā)活動的激勵隨之降低，導(dǎo)致fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的減少。通過以上的分析，我們發(fā)現(xiàn)，行業(yè)技術(shù)水平、人力資本、市場競爭程度三因素對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的fdi創(chuàng)新溢出的門檻效應(yīng)都是存在的。如表5所示，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的13個細分行業(yè)中，全部通過三個門檻的行業(yè)只有4個；通過行業(yè)技術(shù)水平門檻的行業(yè)有6個；通過人力資本門檻的行業(yè)有7個；通過行業(yè)集中度門檻的行業(yè)有12個。根據(jù)gonzalez et al.17提出的模型選擇準(zhǔn)則，最強地拒絕線性原假設(shè)的模型為最優(yōu)。依據(jù)該準(zhǔn)則，并參照表1中l(wèi)m檢驗和f檢驗的結(jié)果，可以判斷模型1是最優(yōu)的，因而，在三個轉(zhuǎn)換變量中，行業(yè)技術(shù)水平(tgp)對fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的影響最為

32、顯著。這點也可從圖1-3中看出。當(dāng)轉(zhuǎn)換函數(shù)g()1時，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、市場競爭程度相比，行業(yè)技術(shù)水平是制約我國高技術(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；二是通過行業(yè)技術(shù)水平門檻的6個行業(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個行業(yè)皆沒有通過行業(yè)技術(shù)水平的門檻(見表1和圖1)。此外，全部通過三個門檻的行業(yè)只有

33、中藥材及中成藥加工等4個行業(yè)，這4個行業(yè)中fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)的顯著性最好(見表1)。對于pstr模型計量結(jié)果評價的各項檢驗，例如參數(shù)一致性檢驗、無剩余異質(zhì)性檢驗、無誤差自相關(guān)檢驗等由于篇幅所限不再贅述，各項檢驗均表現(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19982008年我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個細分行業(yè)中fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)及其門檻水平進行檢驗和測算，得出如下結(jié)論：1.fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)在我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)各細分行業(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、家用視聽設(shè)備制造、其他電子設(shè)備制造、電子計算機整機制造和通

34、信設(shè)備制造7個行業(yè)產(chǎn)生了顯著的正向創(chuàng)新溢出效應(yīng)，而在電子計算機外部設(shè)備制造、辦公設(shè)備制造等6個行業(yè)中，fdi對內(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、市場競爭程度對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中的fdi創(chuàng)新溢出皆存在門檻效應(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)集中度成負相關(guān)。具體來講，當(dāng)內(nèi)資企業(yè)行業(yè)技術(shù)水平超過0.756的門檻值后，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7.79的門檻值后，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)只有在市場競爭程度較為激烈(赫芬達指數(shù)638.0)的行業(yè)才更為明顯。3.與人力

35、資本、市場競爭程度相比，行業(yè)技術(shù)水平對fdi創(chuàng)新溢出的影響最為顯著，是制約我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)發(fā)揮的一個主要因素。我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)13個細分行業(yè)中，fdi創(chuàng)新溢出效應(yīng)不顯著的行業(yè)共有6個，這些行業(yè)皆沒有通過行業(yè)技術(shù)水平門檻，其中的4個行業(yè)沒有通過人力資本門檻。由于自身技術(shù)水平較低或人力資本水平不足，fdi對這些行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力的提升作用十分有限。因此，對于這些行業(yè)來說，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，組織實施重大科技專項攻關(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)新隊伍建設(shè)上，努力完善人才成長和流動機制，建立有利于高技術(shù)人

36、才成長的激勵機制，創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式，做好重點領(lǐng)域緊缺人才的培養(yǎng)工作，努力提升我國高技術(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)活動對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有促進作用；如果i顯著為負，則表明fdi在華的研發(fā)活動對內(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)活動對內(nèi)資企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新沒有產(chǎn)生明顯的影響。我們刪除了數(shù)據(jù)缺失或服務(wù)于國防建設(shè)的特殊行業(yè)(包括飛機制造及修理、航天器制造、雷達及配套設(shè)備制造和廣播電視設(shè)備制造四個行業(yè))。r&d價格指數(shù)為：pird=0.35cpi+0.31rpi+0.34fapi。其中，cpi為居民消費價格指數(shù)，rpi為原材料、動

37、力、燃料購進價格指數(shù)，fapi為固定資產(chǎn)價格指數(shù)，權(quán)數(shù)根據(jù)中國科技統(tǒng)計年鑒(20012006)提供的數(shù)據(jù)計算。模型設(shè)定的f檢驗結(jié)果表明，混合ols模型(對應(yīng)p值0.035)和變截距模型(對應(yīng)p值0.062)均被拒絕，采用變系數(shù)模型是合適的；進一步的隨機系數(shù)模型的檢驗結(jié)果顯示，lm統(tǒng)計量對應(yīng)的p值為0.192，隨機系數(shù)模型被拒絕，因此我們采用固定影響的變系數(shù)模型對(6)式進行估計。我們關(guān)注的是外資企業(yè)對內(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，研究fdi創(chuàng)新溢出才有意義。因此我們對tgp進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為對數(shù)形式，因此模型2的轉(zhuǎn)換變量也采用人力資本的對數(shù)形式lnhk。作者簡介：牛澤東(1985)，男，山西長治人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院博士研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)；張倩肖(1966)，女，陜西渭南人，經(jīng)濟學(xué)博士，西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)。參考文獻：1hu a., jefferson g., 2002, “fdi impact and spillover: evidence from chinas electronic and textile industries”, the world economy, 25 (8):

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