技术差距的门槛与FDI技术溢出的非线性的关系

 引言
    改革开放以来，我国投资环境不断改善，吸引外资逐年增加。根据联合国贸发会外商直接投资数据库，1978-2010年中国吸引外商直接投资累计已达10483.9亿美元；尽管受国际金融危机影响，外商直接投资流量自2008年底出现全球性回落，但中国经济在全球经济衰退中的强劲表现仍吸引了大量外商直接投资；2010年中国更是首破千亿美元大关，实际吸引外资达1057.4亿美元。
    近10年，大量实证研究考察了外商直接投资对于我国的技术溢出效应，然而并未得到一致的结论。姚树洁等（2006）验证了外商直接投资可以提高生产技术效率和推进生产前沿，认为中国过去几十年经济快速的发展在一定程度上受益于FDI技术溢出。但平新乔等（2007）根据中国经济普查数据的检验指出，从总生产率相关系数来看，外商直接投资与制造行业的生产率显著正相关，但产业内的外资份额与内资企业的总生产率的相关性并不显著，外资也并未显著缩小中国本土技术水平与国际先进技术水平之间的距离，反会阻碍内资企业自主研发创新的努力。数据层面、估计方法以及测度指标的不同固然可以部分解释经验研究上的分歧，但是我国的吸收能力以及与外资的技术差距也是影响这种技术溢出的重要原因。尽管改革开放以来，我国技术水平取得了长足的进步，但我国在国际分工体系中仍然处于价值链低端，生产技术水平与发达国家仍存在较大差距。以中美间技术差距为例，2008年中国单位资本的GDP仅为美国的15%左右①。众多学者在实证检验外商直接投资对东道国的技术溢出效应时，也试图从吸收能力的角度来解释FDI技术溢出效应的差异性，强调内外资技术差距对外商直接投资技术外溢具有关键影响，但相关研究结论依然大相径庭（Glass和Saggi，2001）。以Findlay（1978）为代表的一系列学者从技术趋同效应的角度指出，来自外商直接投资的技术溢出是内外资技术差距的增函数。Wang和Blomstrom（1992）的模型证明内外资技术水平的差距越大，外资企业提供的示范以及模仿空间越广阔，技术落后的本土企业模仿先进技术、实现经济赶超的潜力就越大。Keller和Yeaple（2009）发现低生产率的小企业较高生产率企业从FDI中获取了更多的技术外溢。严兵（2006）对中国工业部门的研究同样支持这一结论。正如Romer（1990）所述，由于模仿成本低于创新成本，更大的初始技术差距意味着后发国将更多的模仿技术领先国的技术，并能利用“后发优势”实现技术的追赶。而另一方面，Cohen和Levinthal（1990）提出特定的“吸收能力”是本土企业从外资新技术中受益的前提。Girma和Grg（2002）、Hale和Long（2006）均认为，内外资技术差距悬殊意味着本国企业高技能工人缺乏，学习、模仿先进技术的能力弱，从而影响FDI“示范一模仿”机制发挥作用。亓朋等（2009）分行业和地区的检验结果认为，对于内外资技术差距小的企业而言，FDI的正向技术外溢显著发生在同一个三位数行业的地区之间。然而，无论是技术差距与技术外溢之间单纯的正相关联或是负向关联的观点都不断受到经验事实的挑战：大多数技术水平落后的国家和地区很难从发达国的研发成果、技术经验中获利，实现增长的“蛙跳”，而内外资技术差距小的发达地区的经济现实也未能完全证明存在显著的技术外溢效应（Lai等，2008）。Lai等（2008）认为，只有当内外资技术差距处于适当水平时，本土企业才能获取正向的技术外溢，并采用中国省际面板数据进行实证分析。
    因此，外商直接投资技术溢出效应很可能不完全表现为线性趋势，而是表现为非线性的演进规律，其在很大程度上依赖于内外资技术差距：一方面，内资相对技术水平的提高强化了其自身的学习、吸收外资先进技术的能力；另一方面根据新增长理论的技术变迁模型，随着内资技术水平接近外资，可供本土企业模仿的外资技术选择集缩小，技术进步的复杂度上升，成功吸收、模仿的成本随之增加，从而降低了进一步获取技术外溢的可能性。但目前研究都未能建立一个理论框架来刻画FDI技术溢出的这种动态趋势，没有考虑到技术差距影响技术溢出的这种“双刃”效应，在实证层面更是缺乏来自微观企业层面的证据。本文考虑技术差距的“双刃性”，改进Barro和Martin（2004）的质量阶梯型增长模型框架，通过均衡分析，证明了存在技术差距的门槛值，使得FDI技术溢出存在非线性演进规律，并进一步采用我国14474家微观企业面板数据，结合门槛回归分析方法，实证估计技术差距的门槛值，证明了FDI技术溢出的非线性动态特征。
    一、技术差距影响FDI技术溢出的理论模型
    1.模型的基本框架
    类似于Barro和Martin（2004），考虑一个三部门经济：中间产品的研发部门、生产部门和最终产品的生产部门。假设存在N类中间产品部门，每类中间产品的潜在技术等级沿阶梯排列，阶梯的梯级服从等比分布，等比为q＞1，质量梯级k对应于质量参数。最终产品的生产函数为：
    
    
    
    
    
    
    2.竞争性市场均衡分析
    
    
    
    
    研发市场的充分竞争性假设决定了在均衡状态下，中间产品生产技术的专利价格等于垄断生产者所能获得利润的贴现值，并假定利率r不随时间变化④，则有：
    
    由一阶条件可知，研发部门的人力资本报酬为：
    
    进一步可以得到研发部门人力资本分配的表达式：
    
    在均衡增长路径上，总消费、总产出和技术具有相同的增长率，各经济变量的增长率：
    
    从式（17）可以看出，稳态经济增长率取决于人力资本投入、研发投入、研发效率参数等。特别地，在其他参数以及可模仿的技术空间不变的条件下，稳态经济增长率与初期技术水平呈负相关关系，初始技术水平落后的国家或地区具有较高的经济增长率。
    3.外商直接投资技术溢出的非线性动态
    
    将式（4）代入式（18），并求一阶导数可得技术外溢的动态特性：
    
    由此可以归纳得到以下命题。
    命题：外资技术溢出效应依赖于内外资技术差距：存在技术差距的门槛值，使得技术溢出呈现非线性的演进规律。外资技术溢出效应可能随着技术差距的减少而增强，也可能在某些技术差距范围内随着技术差距的缩小而减弱，这取决于技术差距“双刃”效应的博弈。
    二、计量模型设定与数据说明
    1.计量模型设定与估计方法
    基于以上理论分析，本文采用微观企业数据实证检验FDI技术溢出的非线性效应。检验步骤包括两 个层面：首先采用门槛回归方法，考察是否存在技术差距的门槛，使得FDI技术外溢表现出非线性；其次，若存在技术差距的门槛，则根据检验结果对全部样本予以分组回归，比较分析不同组间FDI技术外溢效应的差异，从而进一步理解FDI技术外溢的非线性特征。基本实证模型设定如下；
    
    
    
    
    考虑到外资企业往往倾向于选择生产技术水平相对高的内资企业、行业或地区进行投资，而外资的进入会影响该企业、地区或行业的技术水平，在模型估计过程中可能存在由于同步偏差（Simultaneous Bias）带来的内生性问题。为了改进这种潜在的估计偏差，早期研究者使用双向固定效应模型来减少回归偏误，这种方法能够控制不随时间变化的隐性生产率变动，但当隐性生产率冲击随时间变化时，固定效应估计不能有效地解决同步偏差的问题。而广义距（GMM）估计很好地弥补了这一缺陷。针对本文样本观测值较多、数据年份较短的特征，本文采用系统广义距方法（SYS-GMM），解决模型估计中潜在的内生性问题，提高了模型参数估计的效率⑥。
    对于经济变量非线性效应的检验通常采用外生分组和单纯引入交互项。但这两种方法都无法内生地确定门槛值的大小。近年来，非线性计量模型的发展为此提供了一种新的思路。本文借鉴Hansen（1999）提出的门槛回归方法来考察外商直接投资技术外溢效应的非线性。该方法的基本思想是，对于某个自变量而言，如果按照该自变量的某个取值对整体样本分组后所有子样本回归的残差平方和之和最小，则该取值为可能的门槛值，也就是说自变量与因变量的关系在该点发生突变。在现实问题中，往往不止一个结构突变点，即存在多门槛效应。多门槛值的检验是基于同样的原理：首先在单门槛假设成立的前提下，寻找使得分组回归的残差平方和之和最小的门槛组合，检验双门槛值的存在性。依此类推，在假设存在R个门槛的基础上检验是否存在第（R+1）个门槛，直到第（R+1）个门槛值不显著时停止，最终可以确定R个门槛值。例如，假设要检验技术差距变量是否存在两个门槛值（分别记为和），则待检验的基本模型可以写为：
    
    其中，I（·）表示相对应技术差距区间的虚拟变量。若式（22）通过双门槛的显著性检验，则需要将上式扩展为相应的三门槛模型，依此类推。
    2.数据来源与变量选择
    本研究的微观企业数据来源于1998-2001年国家统计局中国工业企业数据库。该样本涵盖中国30个省份（重庆的数据并入四川），包括食品加工业、食品制造业、饮料制造业、纺织服装鞋帽制造业、医药制造业、通用设备制造业、交通运输设备制造业、通信设备计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化办公设备制造业，共计9个二位数分类工业行业。每个企业统计到四位数分类行业。对于样本中存在数据缺失、误报的情况，本文参考Blalock和Gertler（2004）以及李红玉等（2008）的处理方法：如果存在两年以上的数据缺失，则去掉该企业样本；删除样本中出现的核心指标例如工业总产值、资产合计和从业人员平均数等为非正数的样本以及各项“投入”要素为负的错误记录；同时删除企业固定资产净值大于企业固定资产原值以及工业增加值或中间投入大于总产出等存在逻辑错误的样本。经过处理后，损失了10.33%的样本。整理后的数据集包括8443家内资企业和6031家外资企业4年的面板数据。对于按当年价计算的企业的投入、产出数据，因包含了各年的价格影响因素而不能确切地反映实物量的增减变化，本文分别采用《中国统计年鉴》提供的各地区相应年度的商品零售价格指数和固定资产投资价格指数进行平减。
    被解释变量全要素生产率（）通过估计标准柯布一道格拉斯生产函数得到。本文采用Levinsohn和Petrin（2003）的半参数估计法（LP法），以企业中间投入作为代理变量克服传统生产函数估计法可能存在“同步性偏差”和“选择性偏差”问题。考虑不同行业间资本、劳动弹性可能存在的差异，按二位数分类行业分别使用LP法估计生产函数，得到企业各年的全要素生产率。
    
    控制变量包括企业研发投入、所有制类型、企业规模等企业异质性指标以及市场化指数变量。企业研发投入水平（R&D）采用企业研究开发费和职工教育费之和占管理费用的比例来度量；所有制类型（Ownership）根据企业提供的登记注册类型是否属国有企业来定义虚拟变量进行识别；企业规模的大小一定程度上反映了企业的市场势力，同时影响企业对技术进步模式的选择，本文直接采用数据库提供的“企业规模”的对数值（Size）来衡量。市场化变量（Market）采用樊纲和王小鲁（2006）构建的市场化指数来衡量，该指数涵盖了政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织发育和法律制度环境等方面内容，共23个分指标，采用主成分分析法或简单算术平均法计算加权平均，客观地反映了中国各地区的市场化进程。表1给出了主要变量的统计性描述（见下页）。
    
    由于表1中以三种不同指标衡量的技术差距的均值都大于0，约在0.5左右，说明中国工业行业的内资企业技术水平总体上低于外资企业；以不同指标衡量的技术差距的最大值和最小值相差较大，这也反映出不同企业技术水平存在着较大差异，这也在一定程度上说明在考察外商直接投资对内资企业技术外溢作用时有必要对企业的异质性予以控制。
    三、技术差距的门槛与FDI技术溢出的实证分析
    1.技术差距门槛值的估计
    采用我国企业面板数据，应用多门槛回归方法检验是否存在技术差距的门槛效应并测算具体的门槛值。表2给出了采用变量U_CL衡量技术差距时的门槛值估计结果⑦。（见表2）
    
    
    
    
    技术溢出非线性效应的实证结果
    （1）基于整体样本的回归结果。表4给出了采用最小二乘方法（POLS）和系统广义距方法（SYS-GMM）对式（20）～式（22）的估计结果。表4中模型1～模型3是OLS估计结果，考虑到模型估计可能存在内生性问题，进一步采用SYS-GMM进行估计，结果如模型4～模型6所示。虚拟变量的联合检验均显著拒绝了模型不存在区域效应、行业效应和时间效应的原假设，因此，最终估计均加入区域、行业和时间的虚拟变量控制固定效应引起的偏误；异方差也是估计过程中需要解决的问题，在估计时采用稳健性估计得到各变量异方差稳健性标准误；此外，系统GMM估计的Sargan 检验均不能拒绝不存在过度识别的原假设，残差序列的Arellano-Bond检验不能拒绝不存在二阶序列相关的原假设。（见表4）
    
    两种估计方法所得到的各自变量回归系数的符号和显著性比较一致，并未发生本质的变化，说明回归结果具有相当的稳健性。在所有回归结果中，FDI变量一直有显著正的回归系数，外资企业对于我国内资企业具有正向的技术溢出作用。但同时应该注意到，FDI技术溢出程度依赖于内外资技术差距，两者之间可能存在非线性的互补效应。模型3和模型6的结果表明，技术差距不同范围内，技术差距变量与FDI变量的交叉项有不同符号、不同大小或不同显著性的回归系数。由于技术差距变量定义为内资企业的技术水平相对于外资企业的技术水平的比值，因此该值越小，说明内资企业相对外资企业技术水平越低。根据模型3和模型6，当技术差距变量取值低于第一门槛值0.1103时，技术差距变量与FDI变量的交叉项的回归系数显著为负，从而说明内资企业相对于外资企业的技术差距较大时，即使存在较大的技术溢出和学习空间，但可能因为内资企业没有达到一定的吸收能力水平从而无法模仿、吸收外资的FDI技术溢出；当技术差距变量取值高于门槛值0.1103但低于0.6476时，交叉项的回归系数显著为正，也就是说随着内外资的技术差距的缩小，内资企业已经具备了吸收外资技术溢出的能力水平，从而能够发挥FDI技术溢出的正向促进作用，并且FDI技术溢出效应随着技术差距的缩小而不断扩大；当技术差距变量取值大于0.6476时，交叉项的回归系数为正但不显著，也就是说当内资企业的技术水平比较接近甚至高于外资企业的技术水平时，技术溢出和学习的空间不断缩小，内资为获得技术外溢所付出的模仿成本增加，技术差距对于FDI技术溢出的作用不明显。综合而言，FDI的技术溢出效应并不呈现线性趋势，而是表现出一种非线性的演进规律，不同程度的技术差距对于FDI技术溢出的影响具有明显的差异。
    就控制变量而言，各回归模型中的估计系数变化不大，说明企业的研发投入、所有制、规模以及企业所处的市场环境对内资企业全要素生产率的影响较为稳定。研发变量（R&D）的回归系数一直为正，但其显著性并不稳定。吴延兵（2006）指出，在知识生产中研发人员相比研发资金投入对技术进步做出更大的贡献。他对1993-2002年34个行业的经验研究表明，研发人员对技术创新表现出显著的正向影响，而研发资本存量的作用却不显著。企业所有制虚拟变量（Ownership）系数显著为负，表明在其他变量不变的条件下，非国有企业相对于国有企业而言具有更高的技术水平。这在一定程度上是由于我国国有企业长期受计划经济体制影响，不少国有企业处于资源垄断地位，从而缺乏技术进步的动力；而非国有企业，尤其是民营企业，面对制度上的相对不公平待遇和更为激烈的市场竞争，具有依靠技术进步争取市场的必要性。毛日昇和魏浩（2007）同样发现，外资对非国有内资行业总体上存在正向的外溢效应，而对国有内资部门没有显著的技术外溢效应，甚至是显著的负向技术效率外溢效应。企业规模（Size）对全要素生产率呈明显的负向作用。一种可能的解释是，企业的市场势力与其规模成正比，较高的市场势力削弱了企业主动寻求技术进步的激励；而小企业因组织结构安排更为灵活，对市场反应更富弹性，因而具备相对高的技术效率。另外一种解释认为，企业规模导致的技术进步模式差异还需结合产业、市场条件进行综合分析（Freeman和Soete，1997）。市场化指数（Market）度量了商品、资本和要素的流动情况，同时也考虑了政府政策及对市场的影响，能较好地反映一个地区的经济环境。本文实证结果表明，市场化程度的提高未能促进内资全要素生产率的提高，这与预期不符。可能的解释是，尽管我国市场化改革的步伐日益加快，但中国20世纪90年代的分权改革导致的地区间市场分割和资源误配置可能对样本期间内资企业，尤其是对民营企业的技术进步产生了持续的不利影响。
    （2）基于分组样本的回归结果。根据门槛模型的检验结果将样本内生分为3组，分别对子样本组进行回归，比较不同子样本组间FDI技术外溢效应的差异。对于内生分组后得到3组非平衡面板数据，若将其调整为平衡面板数据将损失70%的观测值，所以直接针对分组样本，根据Girma（2005）采用稳健OLS方法进行估计，并用滞后一期的外资变量来处理前文提到的可能存在的内生性问题。表5给出了相关回归结果。根据子样本一（≤）的回归结果可知（表5中模型1和模型2），当内外资技术水平差距较为悬殊时，外商直接投资对内资全要素生产率的偏效应显著为负。模型2中纳入了外资变量与技术差距变量的交互项，尽管其回归系数为正，但未通过显著性检验，因此对于子样本一而言，FDI并不利于我国技术水平较低的内资企业的技术进步。尽管外资的进入为相对技术水平低的内资企业带来巨大的技术学习和进步的空间，但是否能实现对先进技术的模仿并成功改进自身技术还取决于内资是否跨过技术差距的门槛。当内资不具有与外资先进技术相匹配的技术吸收能力时，外资的进入导致过度竞争并不利于本土企业的技术进步，往往使得内资企业锁定在低技术行业。Blomstrom和Wolff（1994）对101个国家的比较研究也表明，外商直接投资的技术外溢效应往往发生在中等收入水平的发展中国家，而在最贫困的发展中国家却没有发现能够证明这种溢出效应的证据。谢建国（2006）采用中国1994-2003年省际面板数据的研究亦表明，西部地区外商直接投资企业对当地企业技术效率的提高影响极为有限。
    对于技术差距处于区间的子样本进行回归，结果见表5中的模型3和模型4。样本中62.03%的企业落在该子样本内，相对于模型1和模型2，这里FDI变量的回归系数不再显著为负，而是显著为正，并且外资变量与技术差距变量的交互项的回归系数也显著为正，也就是外资企业对于我国内资企业具有正向的溢出效应，并且这种溢出效应随着内外资技术差距的缩小而不断增强。也就是说，在技术差距跨过了一定的门槛后，可供内资企业进行技术模仿、学习的技术选择集较大，技术复杂度相对较低，模仿所需的成本较小；内资企业依靠规模效应、研发投入等，逐步增强对先进技术学习、模仿的能力，通过示范效应、人员流动效应等从外资企业获得正向的技术外溢，且通过成功的模仿先进技术进一步强化自身的技 术水平提高吸收能力，外商直接投资显著推进内资企业全要素生产率的提升（赖明勇等，2005）。
    
    对于内外资技术差距高于第二门槛值（即＞）的子样本而言，其回归结果见表5中模型5和模型6。不考虑交互项影响的情况下，外资变量与本土企业技术进步之间不存在显著相关性；加入交互项后，外资变量回归系数在10%的显著水平下为负，交互项显著为正。这说明随着内资企业的技术水平趋近于甚至超过外资技术水平时，尽管内资吸收能力不断提升，但由于技术模仿空间趋于缩小，技术吸收、模仿的成本上升，FDI的正向技术溢出效应受到严重抑制。这与新增长理论中技术变迁模型的基本结论是一致的，也警示我们单纯依靠技术模仿的经济增长方式是不可持续的。
    上述整体样本和分组样本实证结果表明，内资具有相匹配的吸收能力是FDI技术外溢发生的前提；跨过特定的门槛后，本土企业可以充分利用外资、通过技术模仿获得较自主创新更为快捷的技术进步，获得后发优势；而随着本土技术水平趋近于外资技术，模仿成本的增加以及内外资在产品市场日趋激烈的竞争导致技术外溢表现出边际递减的特性；整轮技术外溢呈现出明显的非线性演进过程。
    改革开放以来，中国本土企业生产实力的提高和经济的高速增长在很大程度上是利用外资和承接国际产业转移的结果，通过吸收技术外溢实现技术模仿无疑是技术后发的中国实现“经济赶超”的佳径⑩。但也要看到，尽管我国目前吸引外商直接投资仍有一定空间，但跨国公司技术溢出的范围是十分有限的。一方面随着我国原材料、能源、劳动力、土地等生产要素价格不断上涨、新《劳动合同法》的颁布与实施、环境保护标准的提高、出口退税政策的调整以及诸如印度、越南等拥有成本优势的竞争对手的出现，以往依赖外商直接投资技术外溢的技术进步模式将受到严重制约；另一方面，由于跨国公司主导的全球价值链分工更多是基于其全球经济战略目的而设定的，外商直接投资为发展中国家带来的国际技术溢出更多的是一种技术被溢出，技术外溢水平偏低。本研究反映的外商直接投资技术外溢固有的边际递减特征更进一步昭示，从经济发展的长远角度来看，外向型技术依赖并不具有可持续性。更关键的是，若本土企业不具备技术吸收能力，可能存在被长期锁定于由发达国家跨国公司主导的全球价值链的低端，并严重阻碍我国产业结构升级和经济长期稳定发展（刘志彪和张杰，2009）。随着中国经济结构转型的内生需要，由以吸收、模仿为主的技术进步模式转变为主要依靠自主创新模式将是我国实现可持续发展的必然趋势。
    四、结论
    长期以来，理论界对外商直接投资技术外溢的存在性及其作用机理争论不休，尚未达成一致的结论。本文通过引入技术差距的“双刃”性，改进质量阶梯型内生增长模型，发现外商直接投资技术外溢受内外资技术差距的内生约束而呈现出非线性动态演进规律，并结合多门槛回归检验和分组回归采用中国微观企业数据予以实证检验。研究表明，存在技术差距的门槛值，使得外商直接投资技术溢出呈现出非线性特征。拥有相匹配的吸收能力是本土企业获得外商直接投资正向外溢的前提条件，较大的技术差距并不利于本土企业吸收和模仿外资技术，FDI的进入甚至阻碍了内资企业的技术水平提升；适度的技术差距使得内资企业拥有相匹配的吸收能力，FDI技术溢出对内资企业的技术进步产生正向作用；但随着技术差距的进一步缩小，技术学习和模仿的空间也将不断缩小，内资为获得技术外溢所付出的模仿成本增加，逐步抵消吸收能力的提升，FDI技术溢出具有边际递减的内在特性。换言之，FDI技术溢出可能遵循由弱变强再减弱的非线性演进过程，而不是以往文献中强调的单独正向或负向溢出。
    研究结论对我国对外开放政策的指导意义在于：对技术水平落后的行业和地区来说，盲目实行招商引资可能因外资企业对市场份额以及自主创新能力的“挤出”而对弱势内资企业的发展带来种种不利影响。通过对外开放吸引外资获取模仿和学习机会的同时，要注意当地内资企业对市场竞争的承受力，更要注重自身技术水平的提高，尤其重视落后地区、行业的人力资本培育，对落后地区或重点行业给予适度的政策倾斜，鼓励本土企业与外资开展多种形式的联合开发，提升本土企业技术水平是解决其技术溢出瓶颈的有效途径。对于技术水平较高的行业和地区而言，适当的技术引进或模仿虽是实现技术进步可行的模式，但技术外溢存在的边际递减的内在规律，且知识产权保护、技术适用性等因素将进一步约束外资技术外溢的发生，此时积极鼓励技术进步从单纯的技术引进、模仿转变到引进、吸收、模仿、再创新的模式，再到以自主创新为主的模式上来，这既是经济发展内生选择，更是经济可持续发展的重要保障。而就我国不同时期技术进步的战略选择而言，当前本土企业与国际技术领先尚有较大差距，中国参与国际竞争的比较优势仍体现在劳动密集型产业上，在这样的背景下，吸收、模仿国外先进技术仍将是短期内确保中国实现经济快速发展的途径之一；但长期来看，以技术引进和技术模仿为主的技术供给模式的发展空间日趋狭小，要保持中国经济的不断发展并提升国际竞争力，就必须转向以自主创新为主的技术进步模式。经过多年的发展与积累，我国大多数产业具备了走自主创新之路的基本条件，更重要的是，我们已经发展到必须以自主创新为动力推动产业升级的阶段。而现阶段如何创新利用外资方式、提高引资质量、优化外资结构，把技术引进、消化、吸收与自主创新更好地结合起来，发挥外资在推动自主创新、产业升级等方面积极作用，才是中国对外开放亟须解决的问题。
    *感谢Georgia Institute of Technology李海峥教授和Patrick McCarthy教授、Georgia State University徐振辉教授和Bradford University魏颖琪教授的评论和建议。当然，文责自负。
    注释：
    ①资料来源：Morrison W., China's Economic Conditions[R]，Congressional Research Service Report，No. 33534，2009。
    ②该效应更直观的表达式为φc’（1-u）＜0。
    ③中间产品生产部门购买研发部门专利的支出视为固定成本。
    ④可以证明，在均衡状态下，利率为常数r。
    ⑤根据“十一五”规划的区域发展战略，将全国分为四大区域。其中，西部包括广西、内蒙古、四川、重 庆、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、新疆、西藏、青海；东北包括辽宁、吉林、黑龙江；中部包括山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西；东部包括北京、天津、河北、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东、海南。
    ⑥本文采用水平方程中解释变量一阶差分的滞后一期作为方程的工具变量，并将差分方程中滞后两期的水平变量作为一阶差分的工具变量。
    ⑦文中仅给出采用技术差距变量U_CL所相关的实证分析结果，采用其他两个技术差距指标U_YL和U_TFP实证分析同样 第一论文网 表明FDI技术溢出存在非线性特征，主要结论并未发生本质变化。
    ⑧随着样本容量的扩充或者样本区间的变化，具体的门槛值可能发生变化。经验研究更关注的是技术差距是否存在门槛效应以及FDI技术溢出的非线性特征，而非具体门槛值的大小。
    ⑨需要补充说明的是，作者也采用中国1992-2007年的省级面板数据进行分析，结果同样表明存在两个技术差距的门槛值，使得落在不同技术差距范围内的省份，FDI技术溢出表现出本质的差异，从而从宏观层面上显著支持中国FDI技术溢出的非线性效应。限于篇幅，相关实证结果未列出，有兴趣的读者可以向作者索取。
 

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