FDI异质性、产业集聚与东道国产业效率——基于中国72个行业的实证分析，本文主要内容关键词为：东道国论文,实证论文,中国论文,效率论文,产业集聚论文，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 FDI对东道国产业效率的溢出效应一直是FDI研究的一个重要论题。相关研究涉及理论与实证两个层面：理论研究旨在揭示FDI溢出效应发挥的机制，实证研究旨在检验这种溢出效应的正负及大小。其中理论分析揭示，FDI主要通过水平和垂直两种关联渠道对东道国产业效率产生影响。其中水平关联具体通过三种机制发挥作用，分别为竞争机制、示范—模仿机制，以及人力资本培训—流动机制。垂直关联机制则有前向关联和后向关联之分。①实证研究结论则存在很大分歧。一些研究显示，FDI对改善投资东道国产业或企业效率具有显著的正效应，另一些研究结论则得出相反的结论，认为FDI对投资地产业或企业效率增进要么不显著，要么是负的。② 实证结论的歧见促使一些研究聚焦于考察影响FDI溢出效应发挥的因素上，诸因素中，FDI异质性最值得关注。相关研究分别将按照FDI来源地、投资动机、产权结构等差异加以区分，发现不同类型的FDI对东道国产业的外溢效应的确不尽相同。③此外，UNCTAD之《国际投资报告》(2006)提出“高质量FDI”之说，将其界定为“一种能显著提升东道国就业水平、促进其技术水平以及提高本土企业竞争力的外国直接投资”，并进一步按照FDI之东道国溢出效应差异划分了FDI，分出高质量和一般性FDI。这实际上可视为另一重意义的FDI异质性区分。 除了FDI异质性因素以外，东道国产业集聚对FDI溢出效应的影响，也日益引起学界重视，成为最近10多年来FDI溢出效应研究中的一种新趋势。此类研究摆脱了从FDI本身分析其溢出效应的思维局限，转而从空间视野切入，侧重考察东道国生产要素的空间集聚在影响FDI溢出效应的实现及发挥中的关键作用。相关研究揭示，FDI与东道国产业空间集聚之间存在密切的互动关联：一方面，FDI选址受到东道国产业集聚的影响，产业集聚地特有的专业化、柔性灵活的生产组织等优势是吸引FDI落户的重要因素，④而FDI的流入也促进了投资地同类及其关联产业的空间集聚；⑤另一方面，FDI溢出的实现和传播往往受到地理空间的局限，且FDI外溢和地方化产业集聚外溢效应的扩散机制之间存在高度的共享性。⑥ 上述研究的一个强烈寓意是，FDI的溢出效应受到投资地集聚产业集聚的影响。因此，要分析不同类型的FDI对东道地产业溢出效应差异的缘由，并就各类FDI对东道国产业的溢出效应予以客观地评估，须考虑东道国产业集聚因素在其中所发挥的效应。然而值得注意的是，已有相关研究中，尚鲜见同时将FDI异质性和东道国产业集聚因素纳入对FDI之溢出效应的实证分析。基于上述讨论，针对现有研究的不足，我们提出两个实证命题： 其一是，FDI对东道国产业的溢出效应正负兼有，而FDI在投资动机、来源地、产权结构等方面的异质性，是决定其对东道国产业溢出效应正负的前置因素，换言之，FDI溢出效应的正负分野在很大程度上以其异质性特征为转移。 其二是，东道国(或投资地)集聚对FDI溢出效应的实现具有重要的影响，进一步地，不同类型的FDI因其与东道国集聚产业的对接方式及融合程度的差异，是导致FDI—东道国(或投资地)产业溢出效应差异的另一个重要因素。 本文余下部分安排如下：第二部分讨论FDI异质性区分及溢出指标构建；第三部分介绍计量模型、变量选择和估计方法；第四部分报告实证结果；第五部分就本文的结论进行讨论，并对调整我国引进外资政策，提升地方引进外资质量，提出相应的政策建议。 二、FDI异质性区分及溢出指标构建 参照现有围绕FDI异质性—溢出效应研究文献的做法，本文将FDI异质性特征分为以下三种： ——基于投资动机差异，将FDI区分为技术优势型(shtc)和数量扩张型(sltc)；⑦ ——基于来源地差异，将FDI分为港澳台FDI(sga)和非港澳台FDI(sfwz)； ——基于产权结构差异，将FDI分为独资(sdz)与非独资FDI(sfdz)。 前已论及，FDI溢出主要借助三种渠道或三个机制传递，分别为水平溢出(horizontal spillovers，简称hs)，前向关联(forward spillovers，简称fs)以及后向关联溢出(backward spillovers，bs)。实证中可使用这三种溢出指标，进一步构建FDI异质性与FDI—东道国产业溢出效应之间的线性回归模型。 依照计算FDI溢出指标的通行做法，我们可采用如下公式，分别计算上述三种不同类型的FDI的水平溢出、前向关联溢出与后向关联溢出指标。 其中FDI水平溢出指标计算方法如(1)式：
式中
表示行业i内特定类型的FDI企业总产值，
表示行业总产值，类外资中的每一种外资企业工业总产值的加总值，该指标反映外资企业通过模仿、竞争和劳动力培训—流动三种途径对东道国同行业企业所产生的溢出效应。 FDI前向关联溢出(fs)计算如式(2)：
式中数
直接取自投入产出表“直接消耗系数”中各行。该指标反映外资企业借助向本地企业提供中间品而产生的溢出。FDI后向关联溢(bs)如式(3)：
式中系数
直接取自投入产出表“直接消耗系数”中各列。该指标反映外资企业借助向本地企业采购中间品而产生的溢出效应。 值得注意的是，FDI水平关联、前向关联、后向关联三种溢出变量之间存在较强的相关性，若将它们同时引入回归方程，会引起多重共线性问题，从而导致回归结果偏误。因此，必须从更广的视角提出与构建一个综合指标，而将上述多维度指标合成一个综合指标的关键在于指标权重的确定。这里采用主成分分析法，先计算出每一种溢出的得分项，再辅以方差贡献率和碎石图进行各个主成分判断后保留第一主成分，将三种FDI溢出合成为一个可表示FDI溢出的综合指数。 三、计量模型、变量与估计方法 本文用以解释FDI异质性与东道国产业集聚之互动效应对FDI—东道国产业效率溢出之影响的计量模型使用的是中国制造业分行业面板数据，要建立相应的行业面板数据，首先涉及行业分类问题。考虑到计算行业的水平、前后项关联溢出指数的计算须用到投入产出表数据，我们首先将2002年投入产出表中的125个行业和2007年投入产出表中的135个行业进行对照、归并，分出72个制造业行业，这些行业几乎涵盖了所有的制造业部门，然后再根据《投入产出表与国民经济行业分类(GB/T4754-2002)对照表》，将每一个4位数国民经济行业分别于《投入产出表》中的细分行业目次相对应。另外，考虑到2001年加入WTO之后，流入中国的外资在规模上，得到了明显增长，且FDI可进入的行业较之加入WTO之前更加广泛，几乎渗透了制造业的各个领域，同时兼顾可得数据的完整性，本文采用的数据时段为2001-2009年。 (一)计量模型设定 估计外部性对企业或行业全要素生产率效应的标准做法，是在一个C-D函数(Cobb-Douglas函数)中添加溢出项(Driffield和Love，2007)，C-D函数的基本形式如(4)式：
此处以Q表示东道国行业产出，K表示资本，L表示劳动。借鉴Propris和Driffield(2006)⑧的做法，将式(4)的C-D函数予以扩展，可提出如下对数一线性面板数据模型(5)：
式中i和t分别表示行业和时间，
表示行业i获得的某个特定类型的外资溢出。
表示行业i在t时期的集聚程度，
是产业集聚和FDI溢出的交互项，表示FDI在产业集聚作用下，对东道国行业i的溢出。
分别表示FDI、产业集聚，以及外资和产业集聚的交互作用对东道国产业i效率的影响程度。
表示其他控制变量的集合，残差项
，其中
分别是行业个体和时间效应，
是随机误差项，服从
分布。 (二)变量与数据处理 根据计量模型(5)，将实证检验中涉及的各个变量的计算方法分别介绍如下： 1.行业本土企业产出
对于行业产出指标，可沿用生产率分析中的通行做法，以工业增加值表示。由于我们使用的是基于2002和2005年投入产出表对照后归并得出的72个制造业细分产业数据，相关统计资料中并没有直接公布这些行业的增加值，故对上述各行业的工业增加值的计算，我们采用《中国工业企业数据库》中的微观企业级数据，按照行业分类加总至行业层面。必须指出的是，我们在对企业数据进行行业分类归并之前还参照李玉红(2008)等的做法，剔除了一些指标异常或指标缺失的企业样本。另外，从2008年开始，统计数据中不再公布工业增加值，导致2008年之后的制造业分行业增加值数据缺失。对于这个问题，我们如是处理：以最邻近的年份(2007年)各行业本土企业增加值率分别乘以2008和2009年两年的企业总产值，以此作为企业增加值的近似估计；再将企业增加值加总到行业层面，补足2008、2009各个制造业本土企业的增加值数据。当然，采用上述方法估计的增加值与真实的行业增加值无疑存在一定偏差，进而可能影响回归结果，为克服这一偏差，可以行业总产值的对数值
作为替代变量，以此检验回归结果的稳健性。 2.行业本土企业资本存量
对于行业本土企业资本存量，我们采用估计资本存量的通行做法——永续盘存法(PIM)计算，具体如(6)式：
其中表示资本存量，表示每年新增投资，表示折旧率。采用永续盘存法计算资本存量的关键在于对初期资本存量、折旧率以及每年新增投资的确定。在实际应用中，鉴于统计数据缺失和研究问题的特殊性，学界对上述变量的估计以及技术处理各异。结合本研究特征，对上述三个变量的计算方法可分别沿用已有研究提出的方法。计算初期资本存量，依照薛俊波、王铮的方法，此处以初始年份的累积折旧/折旧率计算，我们将初始年份设为2000年；⑨每年新增投资以年度固定资产年均余额表示，⑩对折旧率的设定依照张军的做法，设为9.6％。(11) 3.行业本土企业劳动力投入
以各行业本土企业从业人员数表示 4.产业空间集聚度 采用Ellison和Glaeser(1997)的EG指数，具体计算方法如(7)式：
式中下标r和i分别表示地区和行业。
表示行业在地区r的总就业人数占全国i行业的总就业人数的份额，
表示地区r的就业人数占全国就业人数的份额，
是赫芬德尔指数(HHI)，
是空间基尼系数(GI)。 5.控制变量 除了上述解释变量以外，我们还引入了两个控制变量：一个是行业内本土企业出口密度
，以本土企业出口交货值/行业总产值表示，引入该变量控制出口强度对行业生产率的影响；另一个是年份虚拟变量(timedum)。 另外需要指出的是，解释变量中的FDI溢出指数、EG指数，出口依存度等指标均小于1，若将这些变量直接取对数会导致变量值为负，考虑到数据处理的方便，我们对除年份虚拟变量以外的所有被解释变量和解释变量均采用ln(1+X)形式代入回归方程。 (三)估计方法 Oulton(1997)指出，考察生产率增长和外部性之间因果关系的实证研究往往容易遭遇设定误差(specification error)问题：即回归方程中包含产出变量，则总需求的变化同时会冲击内部和外部产出，从而会导致虚假的溢出证据。对于上述问题，我们根据Basu和Fernald(2002)建议，引入FDI解释变量的滞后一期予以修正。 另一个值得关注的是所谓“干中学”效应，即企业持续生产累积的技术进步和效率改进效应。Islam(1995)的研究表明，在一个计量模型内处理“干中学”效应较适宜的方法，是在解释变量中引入被解释变量，即产出变量的滞后项，从而可较好地捕捉生产过程中以往的投入水平对当期生产的冲击，相应的回归系数可反映“干中学”效应对当期产出增长的影响。因此，我们在回归方程(3)中加入产出的一阶滞后变量，以控制累积生产的动态效应。经过以上处理，方程(3)实际上包含了因变量的滞后期，从而模型的内生性不可避免地出现了，同时，解释变量FDI及其与产业空间集聚系数的交互项与被解释变量可能存在相互决定的内生性问题。此外，模型无法捕捉所有影响行业产出的因素，故存在遗漏变量问题。对于上述问题，若采用OLS估计将导致有偏和不一致的估计结果，为纠正上述偏误，可采用Blundell和Bond(1991)提出的一阶差分GMM方法对方程(4)进行回归分析，以控制内生性及无法观测到的行业层面因素所产生的冲击等问题，得到无偏一致的估计结果。这种基于一阶差分的GMM方法已被广泛应用于对增长和生产率的研究中(Easterly et al.，1997)。 根据一阶差分GMM估计法，首先对所有变量进行一阶差分处理，从而将式(5)式变换为式(8)：
对于回归方程(8)，采用GMM估计法进行回归分析。具体而言：对于内生变量，以其所有可用的滞后项作为工具变量，对于外生变量，则以其自身作为工具变量。采用这种估计方法的关键，在于确定工具变量是否有效。依照Blundell和Bond(1998)，采用Sargan检验判断工具变量的有效性。另外，我们还通过Arellano-Bond AR(1)以及Arellano-Bond AR(2)检验，判断回归模型的随机误差项是否存在序列相关。 四、实证结果 基于回归模型(8)，将FDI分为(1)技术优势型FDI(shtc)与数量扩张型FDI(sltc)；(2)港澳台FDI(sga)与非港澳台FDI(sfwz)；以及(3)独资FDI(sdz)与非独资FDI(sfdz)，对上述三个分类标准的FDI子样本分别进行估计，回归结果列于表1。 表1中的列(1A)和(1B)是区分技术优势型FDI与数量扩张型FDI，以及两类FDI分别与产业集聚交互项的回归结果。从两类FDI各自对东道国产业的溢出效应的回归系数来看，无论是以行业本土企业增加值，还是以总产值为因变量，技术优势型FDI对东道国行业内本土企业的溢出效应为均显著为正，而数量扩张型FDI对行业内本土企业的溢出效应则显著为负。
为了进一步检验东道国产业集聚对上述两种FDI溢出效应的作用，分别引入两种FDI与产业集聚系数的交互项，回归结果显示：技术优势型FDI与产业集聚度交互项的回归系数显著为正，并且比技术优势型FDI对东道国产业单独的溢出系数要更大。这一结果表明：在东道国产业集聚的相互作用下，技术优势型FDI对东道国产业的正溢出效应会显著地提高。与之相反的是，数量扩张型FDI对东道国产业原本就具有负溢出效应，在东道国产业集聚的影响下，其负溢出效应反而被严重地放大了。 表1中的列2A和2B是区分独资和非独资FDI产权类型，以及两类不同产权类型的FDI与东道国产业集聚的交互项对本土企业溢出效应的检验结果。其中非独资企业(sfdz)对本土企业的外溢效应显著为正，独资企业(sdz)对本土企业的外溢效应虽然也为正，但针对增加值的回归系数并不显著。 进一步对两种不同产权结构的FDI与东道国产业集聚交互项的检验结果显示，无论是独资企业，抑或合资企业与东道国产业集聚的交互的回归系数均显著为正。这一结果表明，产业集聚同时强化了非独资企业和独资企业对东道国产业的正溢出效应。值得注意的是，非独资企业与东道国产业集聚交互后，对本土企业生产率的正溢出效应要远高于独资企业与产业集聚交互所产生的正溢出效应。 表1中的列3A和3B是区分港澳台FDI(sga)和非港澳台FDI(sfwz)，以及两种不同来源地的FDI分别与东道国产业集聚的相互作用对本土企业溢出效应的影响效应。回归结果显示，不同来源地的FDI对本土企业的溢出效应存在显著的差异，其中港澳台外资对本土企业的溢出效应显著为负，而非港澳台外资的溢出效应则显著为正。 从港澳台FDI和非港澳台FDI分别与产业集聚交互项的回归结果来看，产业集聚在大幅提高非港澳台外资对本土企业效率的正溢出效应的同时也放大了港澳台企业对本土企业的负向溢出效应。 其他控制变量的估计结果显示，产出变量的滞后一期
对产出的回归系数在三组区分不同类型的FDI检验中的两组中显著为正(区分技术优势型与数量扩张型FDI，以及区分独资与非独资FDI分组)，上述结果在一定程度上为“干中学”效应，即以往的生产经验有助于当期产出效率增进提供支持证据。行业资本存量和劳动力投入对产出的影响显著为正，与理论以及大多数实证研究的结论相符合。出口密集度对行业生产率的效应在不同FDI分组回归中的系数正反不一，说明出口对行业本土企业生产率的影响存在不确定性。 另外，各个回归方程的Sargan检验均不能拒绝原假设，表明回归方程的工具变量呈现统计意义上的有效性，而AR(1)和AR(2)检验结果也表明，接受了不存在二阶序列相关的假设，总体来看，回归方程设定较合理，不存在统计意义上的问题。 五、结论与政策建议 本文聚焦于FDI异质性、东道国产业集聚及其交互作用对FDI溢出效应的影响。基于中国72个细分制造业的实证研究结果表明：FDI对东道国产业的生产率溢出效应随FDI异质性特征的不同而异，而东道国产业集聚对不同类型的FDI溢出效应都具有放大或强化的效果。这个结论在对三种不同的FDI的分组回归中都得以明确地显现。进一步地，对三个分组回归各自的结论和寓意，可做如下解释： 第一个分组回归中有关技术优势型和数量扩张型FDI溢出效应差异的结论，与傅元海等的研究结论相呼应。(12)他们认为，外资企业技术领先条件下有利于FDI技术外溢，原因在于，内外企业技术落差能够降低技术领先的外资企业溢出技术的风险，反而更有利于刺激外资企业生产的本地化。而本地化给内资企业以模仿和技术学习的机会，由此促成本地企业效率提高。 对于两类FDI(技术优势型和数量扩张型)与产业集聚交互作用的溢出效应差异(前者为正后者为负)的原因，可作如下解释：东道国产业集聚有利于技术优势型FDI的先进技术转移和扩散，东道国产业集聚度增强，更便于技术优势型外资企业在东道国采购中间品，从而提高了FDI采购东道国中间品的份额，有助于改善本土企业对外资先进技术或生产经验的学习或吸收效率。另外，本土企业与技术优势型外资企业的竞争，也迫使前者更加注重创新，以提高自身的竞争力。与技术优势型FDI不同，数量扩张型FDI的投资动机以扩大生产规模，追求极度压缩过程并迅速显示结果为主。(13)东道国产业集聚则会加剧追求数量扩张型的外资企业与本土企业对市场或低成本资源的竞争，进而强化或放大了外资企业对内资企业的“挤出”效应，而不利于后者生产效率的增进。 关于第二个分组回归结论，其中非独资企业对东道国产业溢出效应高于独资企业，表明合资企业比独资企业更容易产生技术溢出。这个结论后面的逻辑在于，相对于非独资型企业，独资企业的产业链有较强的封闭性，中间产品一般由母国公司提供，对国内企业的中间品需求不强，与本地生产企业之间的关联性较弱，这样核心技术往往只在母公司和子公司之间传递，较低的本地采购份额进而又影响了独资企业溢出的程度。与独资企业不同的是，合资企业往往更依赖外包生产环节向东道国企业采购中间投入品，故可借助前后向关联实现技术的传播和扩散。(14)进一步来看，东道国产业集聚加深了非独资企业与东道国本土生产网络的相互渗透程度，促使FDI与本土企业实现深度的生产协作，自然有助于强化FDI对投资地产业在生产技术、经验等方面的正向溢出效应。 第三个分组回归中有关非港澳台FDI及其与东道国产业交互后的溢出效应强于港澳台地区FDI的结论，可在Belderbos et al.(2001)的研究中找到部分解释。Belderbos et al.(2001)认为，出口导向型外资企业较国内市场导向型企业较少使用地方采购，从而导致其对东道国本土企业的溢出效应有限。流入中国内地地区的港澳台FDI多采用“两头在外”，中间在内的加工出口为主，具有强烈的出口导向特征，缺乏R&D本土化机制，从而阻碍了其对本土企业产生正溢出效应，随着产业集聚程度的提高，本土企业无论是通过模仿、还是竞争效应，都无法从此类港澳台外资中获得有效的溢出。 非港澳台外资，特别是欧美FDI以占领东道国国内市场为主要动机(Wang，2006)，这些投资大多位于多阶段加工为主的行业，在国内的产业链比较长，(15)因而对于本土企业的正溢出效应也较强。另外，相对于港澳台外资，非港澳台外资，特别是欧美发达国家跨国公司R&D的本土化倾向也较高，近年来，发达国家跨国公司出现了将研发重心向中国转移的趋势，特别是在一些高技术产业中，这种趋势尤为明显。发达国家跨国公司研发中心迁移的热潮，反映出中国市场在跨国公司全球战略中的地位越来越重要，跨国公司试图在中国建立起从研发、制造到销售的一条完整的价值链，这种以研发本地化带动关联产业链的方式，则有助于促进上述国家的FDI向中国企业传递知识和技术。进一步地，在产业集聚之关联机制和知识溢出机制的作用下，非港澳台外资与本地企业之间存在较强的产业关联，以及研发本地化等优势，会被更加突出和放大，自然就强化了非港澳台外资对我国制造业的正溢出效应。 本文研究结论对我国各地方政府利用外资政策的调整，至少具有以下两个启示意义：其一是，政府在引进FDI时，应考虑不同类型的FDI对投资地产业溢出效应的差异，通过对不同类型的FDI制定差异化的招商引资政策，以吸引真正具有技术优势，能够有效提升当地产业效率的FDI进入。应摒弃单纯以土地、税收、廉价劳动力等低成本要素吸引FDI的做法，转而重视利用本地业已形成的集聚产业的知识网络、生产专业化等无形要素的竞争优势来吸引高质量外资。 其二是，除了注重引资质量以外，政府还应重视强化FDI与本地集聚产业之间的融合性。应进一步深化FDI与本地企业之间在生产、研发等方面的合作程度，使FDI真正融入本地生产网络，促使本地企业在和FDI在生产、研发方面实现深度合作，这样才能有效防止FDI在投资东道国“封闭化”的生产方式，促使跨国企业转移和扩散更多的技术及经验。 感谢浙大经济学院博士生赵嘉华在数据处理方面的大力协助。 注释： ①Blomstrom,M.and Sjoholm,F.,Technology Transfer and Spillovers:Does Local Participation with Multinationals Matter?,European Economic Review,1999,43,pp.915-923. ②Aitken,B.J.,and A.E.Harrison,Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment? Evidence from Venezuela,American Economic Review,1999,89(6),pp.605-618.潘文卿：《外商投资对中国工业部门的外溢效应：基于面板数据的分析》，《世界经济》2003年第6期。 ③Kogut B.,Chang S.J.,Technological Capabilities and Japanese Foreign Direct Investment in the United States,The Review of Economies and Statistics,1991,73(3),pp.401-413.Nigel Driffield and James H.Love,Linking FDI Motivation and Host Productivity Effects:Conceptual and Empirical Analysis,Journal of International Business Studies,2007,38,pp.460-473. ④Song-Hee Kim,Todd S.Pickton,Shelby Gerking,Foreign Direct Investment:Agglomeration Economies and Returns to Promotion Expenditures,The Review of Regional Studies,2003,Vol.33(1),pp.61-72. ⑤Markusen,James R.and Venables,Anthony J.,Foreign Direct Investment as a Catalyst for Industrial Development,European Economic Review,February 1999,43(2),pp.335-356. ⑥Jacob A.Jordaan,Foreign Direct Investment,Agglomeration and Externalities,2009,Ashgate. ⑦对于FDI投资动机分类，我们在参考Driffield和Love(2007)及Marina和Sasidharanb(2010)的处理方法基础上，兼顾数据可获得性，将不同投资动机的FDI做如下区分：Driffield和Love(2007)以及Marina和Sasidharanb(2010)都将外资研发密度是否高于本土企业作为区分FDI投资动机的重要指标，而在工业企业数据库中，这一指标仅有3年(2005-2007)，故我们转而使用新产品产值密度指标，我们认为，研发支出反映的是企业的创新投入，而新产品产值则是企业创新产出价值的体现，故采用这一指标更能够直接反应企业的创新产出。基于上述考虑，若外资企业的新产品产值占企业总产值比重的平均值高于同行业内本土企业比重的平均值，则我们就将此类外资企业的创新能力高于本土企业，就将其划入技术优势型FDI，反之则划入数量扩张型FDI。 ⑧Lisa De Propris and Nigel Driffield,The Importance of Clusters for Spillovers from Foreign Direct Investment and Technology Sourcing,Cambridge Journal of Economics,2006,30,pp.277-291. ⑨薛俊波、王铮：《中国17部门资本存量的核算研究》，《统计研究》2007年第7期。 ⑩由于2008、2009年度固定资产净值年均余额数据缺失，对于这两年的固定资产净值年均余额。以最接近该指标的固定资产原值替代。 (11)张军、章元：《对中国资本存量K的再估计》，《经济研究》2003年第7期。 (12)傅元海等：《FDI溢出机制、技术进步路径与经济增长绩效》，《经济研究》2010年第6期。 (13)成力为等：《引资动机、外资特征与我国高技术产业自主创新效率》，《中国软科学》2010年第7期。 (14)Javorcik,B.S.and M.Spatareanu,Share or Not to Share:Does Local Participation Matter for Spillovers from Foreign Direction Investment? Journal of Development Economics,2008,85,pp.194-217. (15)钟昌标：《外商直接投资的地区间溢出效应》，《经济研究》2010年第1期。
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