外商直接投资与管理知识溢出效应：来自中国民营企业家的证据，本文主要内容关键词为：管理知识论文,中国论文,外商论文,直接投资论文,民营企业家论文，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
现代经济发展的核心问题是知识技术的获取与运用，几乎所有积极引进外国直接投资（FDI）的国家，特别是发展中国家，都对FDI能够带来先进的生产技术和管理经验寄予厚望。为了吸引更多的FDI，许多国家都给外国投资者提供了优惠的投资政策，例如：降低合资或独资企业的所得税，或减少所得税的缴纳年限，进口关税豁免，对基础设施建设进行补贴等等。
但是在理论界，FDI究竟会给本国的企业和行业带来“正”的还是“负”的知识溢出效应，却一直有争议。囿于量化的困难和数据可获取性的限制，经济学家在对FDI知识溢出效应进行经验分析的时候，基本上都是在讨论FDI的技术溢出效应。在他们的分析中，通常都是以行业/企业产出水平或劳动生产率作为解释变量，通过该解释变量对于FDI的回归系数的符号、大小以及显著程度，来判断FDI对于引入外资的行业/企业业绩变化的实际影响。越来越多的经验研究（Aitken and Harrison,1999，Blomstr
m and Sjohlm，1998，等）表明，外国投资者对当地企业或行业进行技术转移的“溢出效应”非常有限，甚至为负。（注：Keller（2004）指出，FDI与本地企业生产率之间负的相关关系并不一定表明FDI的技术“溢出效应”为负，这是因为FDI的进入会加剧本地企业之间的竞争，竞争带来的效率损失可能超过了正的溢出效应。但是Keller还是承认，一味追求低成本的FDI是不太可能带来显著的技术“溢出效应”。）这其中有很多原因，例如，跨国公司很少在东道国进行核心技术的研发并将高端技术扩散给本地的竞争对手；外资企业的高级职位较少聘用本地人才；劳动力在外资和内资企业之间缺乏流动性；同时FDI不可避免地会侵蚀本地企业原有的市场份额，导致本地企业丧失规模经济的效率。
除了先进的生产技术，FDI是否给资本引入国带来先进的管理经验和理念，是否促进了本地管理人才的知识更新与进步，却没有得到足够的经验证据分析。而对于发展中国家，企业家才干的缺乏和管理水平的低下，已经成为制约这些国家经济发展的瓶颈。因此，管理知识和经验溢出效应的研究对于发展中国家具有非常重要的意义。Gershenberg（1987）指出，管理技术和知识通过FDI进行传播，取决于以下两个因素：（1）FDI对在本企业工作的本地管理人员的培训效果，培训包括专门的课程培训和一般的在职培训；（2）管理人员从FDI企业到内资企业的流动。而培训效果的好坏又取决于本地管理人才在FDI企业中管理职位的高低。他通过对72位肯尼亚中高层管理经理的访问发现，跨国公司对管理人员的培训时间和方式与国内上市企业并无二致，而且在跨国公司工作过的管理人员较少会流动到其它类型的企业中去工作。De Mattos et al（2001）也在他们的案例分析中发现，合资企业在选择本地的管理人才时，把对本地经济、政治、文化的一般知识作为最重要的选择标准，这是合资企业能否以最快的速度打入本地市场的重要保证；相反，外方管理者的角色则侧重于企业发展战略的制定和技术与产品的研发。这样，本地的管理人员很少有机会承担核心的管理任务并接触到真正先进的管理经验。这些发现表明，欠发达国家通过FDI来得到管理知识的溢出效应，并不是一件容易的事情。
本文主要研究FDI对本地管理人才的培训效果。虽然管理知识的溢出效应最终还是反映在行业/企业产出水平或劳动生产率的变化上，但是如果我们能够结合管理者或经营者本身的具体状况进行研究，是从管理者角度得到有关FDI溢出效应结论最直接的途径。
在所有研究FDI溢出效应的经验分析中，经济学家都会遇到一个严重的模型识别问题：由于FDI的进入与外资引入国本身的要素禀赋、技术水平、劳动力状况以及经济发展水平密切相关，（注：Kholdy（1995）运用Granger因果关系检验，考察了五个发展中国家从1970—1990年20年间，FDI与溢出效率之间的关系。他并没有发现FDI带来了溢出效率，相反，FDI的进入则要归因于这些国家较高的要素禀赋，较大的国内市场，较先进的生产技术。这个证据表明，一个国家经济的发展速度和水平成为引入FDI的决定性因素。）因此人们可能会在溢出效应并没有发生的情况下，把生产效率的提高归因于FDI的溢出作用，而这样的度量偏差非常可能在单方程的计量分析中产生。例如，Aitken and Harrison（1999）发现，在回归分析中，如果忽视外国投资倾向于生产率较高行业这一事实，人们就会得到正的FDI溢出效应；然而一旦在回归方程中对行业差别进行控制，FDI的溢出效应则显著为负。类似的模型估计问题也出现在Barry et al（2004）对爱尔兰制造行业的外商与员工培训的分析中。他们发现，如果不考虑行业的培训支出，外资企业似乎比本国企业提供了更多的员工培训；但是只要控制住了行业培训这一变量，就会得到与前面完全相反的经验结论。这其中的原因就在于，外资企业更可能进入到员工培训本身就很密集的行业中来，从而成为“免费搭车者”，低成本地享受到这些行业的人才优势，这必然降低了外企进行更多员工培训的必要性和积极性。
这样的识别问题同样存在于对管理知识溢出效应的估计中。而要克服上述模型识别问题所带来的估计偏差，得到对FDI溢出效应的客观评价，需要有充足的数据和正确的模型设定来控制住其他变量对产出等因变量的影响。在我们的研究中，由于得到大量的中国民营企业家数据，我们可以借助于严格的计量模型，考察曾在“三资”企业工作过的企业家在管理绩效和管理理念，与没有“三资”企业工作经历的民营企业家的不同，从而从民营企业家的角度，得到FDI在中国的管理知识的溢出效应的经验结论。在我们的分析方法中，除了普通的回归分析和有限因变量模型之外，在项目评价中被广泛运用的"Treatment Effect"方法也将为我们的分析结论提供强有力的证据。我们的研究发现，FDI对中国企业家的培训效果并不像人们所预期的那样乐观，虽然在“三资”企业的工作经历会带给民营企业家某些先进的管理理念，但是在企业业绩的最终表现上，FDI却没有带来十分显著的变化。
本文的结构如下：第二节，对数据进行了说明和简单的描述统计分析；第三节提出了分析框架，并对所采用的计量模型进行了详细的说明；第四节给出了对企业绩效的回归分析和"Treatment Effect"结果，以及对企业家管理理念分析的有限因变量模型，并对这些结果进行了说明和进一步的解释；最后一节讨论了相关的政策建议。
二、数据说明及简单的描述分析
由中共中央统战部、全国工商联、中国民（私）营经济研究会组织的“中国民营企业研究”课题组，分别在1993、1995、1997、2000、2002年进行了五次大规模的全国民营企业抽样调查。调查对象包括中国大陆31个省、自治区、直辖市以及新疆生产建设兵团，由各地工商联研究室派出调查员进入民营企业，对民营业主通过访谈填答问卷，取得了大量的数据。这些数据涉及民营企业主的个人与社会特征以及职业经历、民营企业的投资和发展状况、民营企业内部管理方式、水平以及经营状况、民营企业主财产的获得与分配、民营企业主的政治地位、民营企业发展中的问题、民营企业主的要求与希望，等等。
本研究中，采用1997、2000和2002年的三次调查数据，（注：之所以采用这三年的数据，是因为“中国民营企业研究”课题组的调查问卷从1997年开始，增加了民营企业家是否在“三资”企业工作过的问题。）其中，在对民营企业家的职业经历的调查项目中，民营企业家是否在“三资企业”工作过，将作为计量模型中的主要解释变量FDI。当企业家在成为民营企业家之前，有过“三资企业”工作经历的，FDI取值为1，反之则为0。在9116个样本中，曾在“三资企业”工作过的企业家人数为342人，样本比重为3.75％；没有“三资企业”工作经历的企业家人数为8774人，样本比重为96.25％（表1、表2是详细的描述统计结果）。
表1
FDI的行业分布（括号中数字表示FDI=1所占比重％）
FDI
农林牧渔
采掘业 制造业 电力煤气 建筑业 地质水利交通运输商业餐饮业
0 4031133，478 77
615 6
2241，747
1 17（4.05）0（0） 104（2.9）2（2.53） 19（3） 0（0） 7（3.03）
62（3.43）
FDI
金融保险
房地产 社会服务卫生体育 教育文化科研技术 其它 总计
0 15 201 508 96
121 193886 8683
1 0（0）15 （6.94） 38（6.96）
4（4）
6（4.72）
21（9.81）
41（4.42） 336（3.87）
表2 FDI的文化程度分布（括号中数字表示FDI=1所占比重％）
FDI小学初中高中大专 本科 硕士 博士 总计
0
11 92 7443，8571，0341，5601，4518，749
11（8.33）
1（1.08）
8（1.06）86（2.18）59（5.40）135（7.96）
51（3.40） 340（3.74）
可以看出，FDI分布具有比较明显的行业特征，从事第三产业的民营业主有过“三资企业”工作经历的比重普遍稍高，这与FDI的投资领域集中于利润率较高的第三产业有着密切的关系。在随后的分析中，为了得到FDI对企业以及企业家的真实影响，需要对行业变量加以控制。同时，FDI也表现出了明显的学历和年龄差异，随着文化程度的提高，年龄的降低，民营业主在“三资企业”工作过的比例也随之提高，这是因为“三资企业”在吸收高学历人才以及年轻人才上拥有明显的优势。所以，学历、年龄也将被纳入解释变量的集合中，从而消除由于这些影响企业家FDI经历的因素的存在，可能导致的对FDI对被解释变量效应的估计偏差。除此之外，地区因素、企业家以前的职业、政治面貌、企业的投资主体、企业类型、开业年限等等，都将予以考虑。所有这些不同于FDI的解释变量，记作向量X。
对FDI管理知识的溢出效应的衡量，可以从以下两个方面进行。第一，企业本身的经营状况，它反映了企业家实际的管理绩效，可以通过营业额、税后利润、资本增长幅度得以量化。第二，企业家自身的管理理念。在调查问卷中，问到了有关民营企业家们对企业上市、企业决策、家族企业、研发投资、市场竞争、企业信用、WTO以及国际合作等等的做法与看法，他们的回答将作为评判这些企业家管理观念是否科学、先进的一手材料。管理绩效与管理理念是计量模型中的被解释变量，通过考察FDI对这些被解释变量的影响大小和显著程度，可以对FDI对企业家的培训效果，即它的管理知识溢出效应作出判断。下面给出了几个解释变量与FDI关系的简单的描述统计分析结果（见表3、表4），初步说明FDI对企业家的影响。
表3 FDI与平均利润水平（万元）
平均净利润
FDI
1999年
2000年
2001年全部
0 88.3072.10101.0595.67
1 164.27
145.84
164.67
167.01
表4 FDI与平均销售额（万元）
平均净利润
FDI 1999年2000年2001年全部
0
1650.61
1763.18
2510.28
1950.58
1
2166.48
1760.65
2934.56
2647.65
可以看出，有过FDI经历的民营企业家所经营的企业的平均利润水平和平均销售额远远高于没有FDI经历的企业家。但是正如我们在前面所提到的，FDI与许多因素存在着关联，例如企业家的学历、年龄、所处行业等等，因此单从上表中，并不能判断FDI与企业平均利润的提高是否存在因果关系，如果存在，这种因果关系是否是显著的，需要严格的计量模型的分析和检验。
从表5和表6可以看出，有过“三资企业”工作经历的民营企业家与没有这样经历的民营企业家相比，在企业的控制权上，他们明显倾向于由董事会或企业家与其它管理者作出重大的经营决策；至于对待WTO的态度，两类企业家之间的差别不大，只是前者对自己企业的未来更加自信一些。在后面的分析中，将得到FDI会对企业家的哪些方面的经营管理理念产生影响的具体结论。
表5 FDI与企业的经营决策权（人数％）
经营决策者 企业家本人
董事会
企业家本人和
其他
FDI 主要管理人员
0
45.83
24.36
29.08
0.72
1
29.38
36.80
33.53
0.30
表6 FDI与民营企业家对WTO的态度（人数％）
经营决策者
本企业 说不清或 政府将保护
不惧怕
企业在竞争
FDI 不利 没想过
本国企业平等竞争中更好
05.95 12.31 1.2546.69 33.80
16.21 6.21
2.0743.45 42.07
上面这些简单的描述统计结果传递给我们这样一个信息，那就是FDI在中国的管理知识的溢出效应似乎是存在的，那些在“三资”企业工作过的民营企业家们不论是企业业绩还是管理理念，都比他们的对比对象要出色一些。但是，影响企业家的管理业绩和管理理念的并不只有FDI一个因素，而上面的描述统计分析却忽略了所有其他因素的影响，因此我们需要借助严格的计量模型的分析来检验FDI管理知识溢出效应的存在性。
三、分析框架与方法
本文的基本任务就是从管理的角度，度量和检验FDI对民营企业以及民营企业家的影响，从而对FDI的管理知识溢出效应是否存在、是否显著作出判断。我们将给出简单的回归模型、TreatmentEffect模型、有限因变量模型的估计结果。由于企业家的管理业绩可以通过销售额、利润等连续型变量加以衡量，所以前两种计量模型将被用于考察FDI对这些解释变量的影响；而我们收集到的有关企业家管理理念的数据，要么呈现出离散型形式，例如，是否进行员工培训，要么呈现出被截形式（censoredor truncated），例如，反映企业家市场营销观念的市场营销人员的数目。下面将介绍一下相关的模型设定、估计方法和模型的变量选择。
（一）OLS估计
本文采用OLS估计的目的在于初步了解FDI对企业家管理业绩的影响，在后面的分析中，将看到由于FDI变量的内生性，OLS的估计结果是有偏的。OLS模型设定为：用民营企业j的企业绩效Y，对解释变量FDI以及代表企业性质和企业家其他特征的向量X进行回归，其中e为满足古典假设的随机扰动项，即
Y[，j]=b[，0]+b[，1]FDI[，j]+b[，2]X[，j]+e[，j]。
参数b[，1]的估计和检验结果是本文所关心的，它反映了具有“三资企业”工作经历的民营企业家与没有这样经历的民营企业家相比，他所经营企业的业绩有什么不同。需要说明的是，许多文献也是通过考察企业产出或劳动生产率对FDI的回归系数，来研究FDI的技术溢出效应。但是在我们的分析中，之所以可以把企业业绩对FDI的影响系数看作是管理知识的溢出效应，是因为这里所定义的FDI不是以企业的投资形式，即是否有外资为基础的，而是以企业家是否在“三资企业”工作过的职业背景为基础的，因此这个回归系数反映了FDI的工作经历对企业家管理绩效和水平的影响。
（二）Treatment Effect方法
如果认为在“三资企业”工作，对企业家而言是一种职业培训的经历，那么对这个培训效果所作出的评价，即企业家在培训之后，他的企业的经营状况及他的管理水平是否有显著的改善，改善的幅度怎样，将反映出FDI对当地管理知识的溢出效应。如果记：
Y[，i]=Y│FDI=i，i=0，1
那么FDI的平均培训效果（Average Treatment Effect,ATE）为：ATE=E（Y[，1]-Y[，0]）。在实际研究中，我们更感兴趣的是那些真正受到培训的民营企业家的平均培训效果（Average Treatment Effect on the Treated,ATT），即ATT=E（Y[，1]-Y[，0]│FDI=1）。
在对FDI培训效果进行评判的时候，所拿到的数据存在这样两个特点：（1）并没有同时得到同一个企业家在培训之前和培训之后的观察值，所得到的数据是不同的企业家不同的FDI经历结果，这意味着不能简单地将FDI为1和FDI为0这两组数据进行对比，来判断FDI培训是否具有显著的效果，这是因为这两类企业家除了FDI职业经历的不同，他们还有很多其他的不同，这些不同之处也影响着培训效果；（2）由于在我们所假定的培训实验中，哪一个企业家会得到培训，这不是一个完全随机的选择结果。前面已经看到，一个企业家在“三资企业”工作的经历的机会，是与他的许多个人特征，如年龄、受教育水平、行业背景等等有关系，因此简单的数据对比会高估FDI的培训效果。同时，由于异方差的存在，将降低OLS估计结果的可靠性。为了在分析中减少由于样本选择偏差（selection bias）所带来的影响，对FDI溢出效应作出客观的评价，我们将采用在项目与政策评价文献中，广泛采用的Treatment Effect方法。本文采用基于倾向评分的匹配对比方法（matching based on propensity score）来估计FDI对有过“三资”企业工作经历的民营企业家的平均培训效果ATT。
1.倾向评分的估计
在基于倾向评分的匹配对比方法中，有一个重要的平衡性假设（balancing hypothesis），该假设认为，给定倾向评分p（X），则培训人选的特征变量在培训组和控制组之间是平衡的，即FDIX│p（X）。当平衡性假设得到满足时，以p（X）为条件，培训人选的选择将是随机的，即（Y[，0]，Y[，1]FDI│p（X））。我们定义倾向评分p[，j]（X）为候选人j被培训的可能性，即p[，j]（X）=Pr（PDI[，j]=1│X[，j]）=F（h（X[，j]）），其中F（.）为正态分布或Logistic分布函数，h（.）为X的线性函数。
本文将采用Probit模型估计每个企业家的倾向得分，并通过平衡性假设的检验，选择恰当的变量集合X，结果显示，决定企业家得到FDI培训的变量有：企业家的学历、年龄、性别、出生地、注册企业的产业类型（这往往与企业家曾经工作过的行业高度相关，从而与获得FDI培训机会有关）、企业家所在地区。（注：这里对企业家所在地区划为东、中、西三个部分，划分的标准是参照截止1999年各省、市利用外商直接投资的数额在100亿美元以上、10—100亿、10亿美元以下。数据来源：外经贸部外资统计资料，http：//www.mofcom.gov.cn/table/wztj/2000_9_22_26.html。）
2.基于倾向评分的匹配对比方法
基于倾向评分的配对比较方法通过对具有类似倾向得分的但实际培训状态截然不同的企业家进行对比，得到那些真正受到培训的民营企业家的平均培训效果ATT。具体而言，在样本中，有FDI=1和FDI=0两类企业家，虽然他们是否得到FDI培训的结果不同，但是，对于每个得到FDI培训结果的企业家而言，我们可以在那些没有得到FDI培训的企业家中，找到与他的倾向得分接近的对比对象，从而比较两者的培训效果，估计出ATT。本文将采用三种方法进行对比匹配：
在最小邻域匹配对比法（nearest neighbor matching）中，我们定义对比对象为与p[，j]（X）最接近的没有FDI经历的企业家，即C（i）=
‖p[，i]-p[，j]‖，ATT为两类FDI经历不同的企业家业绩的平均差额，即
其中，N[FDI]为有过“三资企业”工作经历的企业家数目。
在核匹配对比法（kernel method matching）中，一个在FDI企业工作过的企业家业绩，将与所有没有FDI经历的企业家的业绩相对比，但参与所对比的每个企业家的权数是不同的，与p[，i]（X）越接近，权数越大，即
其中，w[，ij]为依据高斯核函数计算出的以p[，i]（X）为核心的权数。
在分层匹配对比法（stratification method matching）中，将把同一个分层区块中的FDI=1的企业家平均业绩和FDI=0的企业家平均业绩进行对比，即
其中，I（q）为满足平衡性假设的按照p（X）区间分成的区块。需要说明的是，后两种匹配对比方法，由于考虑了多个配比对象的平均或加权平均业绩，因此得到的ATT要比单纯的最小邻域匹配对比法更加稳健。
需要补充的是，由于倾向评分只是控制住了企业家的个人特征，而许多其它的变量，例如年份，企业类型，所属行业以及民营企业的成立年限等重要因素也影响着企业的绩效数据结果。所以，我们在进行匹配对比时，仍然需要控制住这些变量。
（三）有限因变量模型
在对企业家管理理念的考察中，我们所收集到的有关因变量的数据，均呈现出有限形式。对二元形式因变量的考察，如企业家是否具有市场营销意识、商标意识、员工培训意识，我们采用Probit模型来估计FDI的影响。对多元形式因变量的考察，如企业控制权由企业家本人、董事会、企业家和主要管理人员还是其他人员来掌握，企业的法律形式是采取独资、合伙、有限股份公司还是有限责任公司，采用Multinomial Logit模型。对于呈现出由弱到强的不同类别的国际合作意识考察，采用Ordered Probit模型。在对企业产品研发意识的研究中，选择了企业所拥有的专门产品研究开发人数作为被解释变量，注意到这个变量存在以0为下限的门阀，所以采用了Tobit模型。在这些模型中，所选择的解释变量，除了FDI之外，还有企业家其他的个人特征和相关的企业性质，因为这些因素也影响着企业的管理风格和方式。
四、FDI的管理知识溢出效应：估计结果及其解释
（一）FDI对企业业绩的影响
1.OLS结果
从表7中的回归结果可以看出，正如我们在前面所预测的，随着控制变量的增加，FDI的影响程度和显著性逐渐下降。在对企业营业额的分析中，当回归方程式（a）中增加了除FDI其他与企业家个人特征有关的解释变量后，FDI对企业业绩的影响比一元回归结果下降了大约80％，但回归方程式的解释能力则由0.0032增加到0.1781；当我们在（a）的基础上加入了与企业性质有关的解释变量之后，FDI的效应又下降了大约70％，但同时方程的解释能力则提高了一倍。在这三个回归模型中，回归（b）的结果应该是偏差最小的。虽然这三个回归方程式得到的FDI系数均大于零，但是从多元回归结果中0.612和0.174的P值可以判断，企业家的FDI经历对其所经营的企业的业绩的影响是不显著的。因此OLS回归没有提供充分的证据显示，如果一个企业家曾在“三资”企业工作过，会对他今后所经营的民营企业的营业和利润业绩带来积极的影响。可以认为，从OLS对企业的管理业绩的分析结果来看，FDI的管理经验溢出效应是不显著的；影响企业业绩的因素主要还是企业家的个人素质和企业的性质与特征。
表7 FDI对企业营业额和纯利润的影响：OLS结果
企业营业额对数
企业纯利润对数
FDI的影响
一元回归多元回归多元回归一元回归
多元回归多元回归
（a） （b）（a） （b）
回归系数 0.561 0.163
0.053 0.562 0.248 0.164
P值 0.000 0.129
0.612 0.000 0.032 0.174
观测值个数
8077
70006062 7426
6563
5605
R[2] 0.0032 0.1781 0.32910.0032 0.1368 0.1915
注：在多元回归（a）中，所包含的除FDI的其他变量有：企业家的性别、学历、年龄、最后受教育地、过去的职业类型、曾从事的职业总数、政协身份、年份、地区。多元回归（b）在（a）的基础上增加了企业所属行业、企业的经济类型、总部所在地、职工人数、企业成立年限5个解释变量。
2.Treatment Effect结果
虽然FDI变量的内生性会导致OLS估计结果的有偏性，但是这种偏差究竟是高估还是低估了FDI的影响，并不能得到一个肯定的结论。因此为了解决FDI变量的内生性问题，对FDI的培训效果作出更直观和更准确的判断，通过Treatment Effect方法给出了它的非参数估计结果。
从表8的结果可以看出，如果FDI是一个有助于提高企业家管理水平的培训项目，那么进入到这个“培训项目”中来的企业家则通常具备了这样的一些素质和条件：年轻、较高的学历、来自经济发达地区、在大城市受过最后的教育、曾经作过白领并从事过多种职业。这个发现表明，FDI培训与项目评估经常研究的扶贫项目或教育项目有所不同，在后者中，被培训者或受益者往往都是收入水平或受教育水平处在较低位置上的人群，但FDI企业选择的恰恰是那些个人素质和条件较好的企业家。这一点在评价和解释FDI管理知识溢出效应时必须考虑的。
表8 企业家的FDI倾向评分估计：Probit结果
性别出生在 出生在农村
企业注册为
学历 年龄 （男）
小城镇
第三产业
系数0.041 -0.025 0.119
0.0540.033 0.097
P值 0.000 0.000 0.220
0.5840.726 0.112
最后受教育 最后受教育
过去的职业曾从事的
中部地区
西部地区 地在小城镇地在农村
类型（白领） 职业总数
系数
-0.490 -0.491 -0.440 -0.486
0.521 0.153
P值0.000 0.000 0.000
0.0000.000 0.000
观测值个数7614Pseudo R[2]=0.1262所有的变量选择均通过平衡性假设的检验
ATT反映的是，对于那些确实在“三资企业”工作过的企业家而言，FDI带给他们的平均培训效果。表9给出的ATT估计值，是通过比较那些企业状况类似，同时接受FDI培训几率相似但FDI经历截然相反的企业家的业绩得到的。从该结果可以看出，不论是对比企业的营业额和纯利润，还是它们的对数形式，在三种不同的匹配对比的方法下，虽然绝大部分ATT的估计结果都为正，但12个估计结果中只有5个在10％的水平上显著。这个结果与前面的OLS结果有所不同，它表明，FDI对那些确实在“三资”企业工作过的企业家具有一定的培训效果和溢出效应，但是这些效果在统计上并不十分显著。可以说，FDI的工作经历只是使民营企业家们所取得企业业绩略微有所提高。
表9 FDI对企业营业额和纯利润的影响：基于倾向评分的 Average Treatment Effect结果
Matching方法ATT企业营业额 企业营业额对数 企业纯利润企业纯利润对数
Nearest
估计值 533.377 0.147502.996 -0.000
Neighber
P值
0.080*
0.2310.087* 0.499
估计值 438.408 0.295440.557 0.243
Kernel
P值
0.094*
0.086*
0.093* 0.111
估计值 -303.850 0.154-266.5320.285
Statification
P值
0.1390.1900.161
0.106
注：星号*表示估计结果在10％的水平上显著。
在最初的描述统计分析中，FDI=1的企业家的平均营业额和利润明显高于FDI=0的企业家；但是现在的Treatment Effect结果表明，“三资企业”的工作经历对于中国的民营企业家的管理业绩帮助十分有限，这个结果也许低于人们对FDI本身的期望。对此我们的解释是，由于外资企业借助于它的工资优势，会吸引那些本身素质和条件就不错的人才到外企工作，当这些企业家创办自己的个人企业时，他们所受的教育、过去的白领经历、大城市的校园背景等等也成为他们取得较好的企业业绩的重要个人因素。因此即使FDI本身对企业家的培训没有任何效果，也会出现有过“三资”企业经历的企业家的平均业绩较高的结果。同时，外方投资者在利润最大化的目标下，他们从一开始追求的就是更高的生产效率和更快的资本积累速度，基本不会把对本地管理人才的培养置于重要的考虑之中。因此，那些进入“三资企业”工作后又成为民营业主的本地人才，很可能在“三资企业”工作时，被安排在一个较低或不重要的职位上，这就使得外方管理知识的溢出效应难以实现。（注：在对本文进行讨论时，有人提出正是由于在“三资企业”中不被重视或者本身表现不够出色，这些员工才会离开“三资企业”，创办自己的企业，成为民营企业家。从这个角度而言，确实不能否认有相当数量的本地管理者在“三资企业”中担任要职并得到高质量的管理培训。但是，也正是从这个角度我们看到，那些有可能得到积极培训的本地人才由于不太可能流动到本地企业当中，因此也同样导致了外方管理知识的溢出效应难以实现。）
（二）FDI对企业家管理方法和理念的影响
表10给出了FDI对企业家管理方法和理念的影响的有限因变量模型结果。在这部分的分析中，所选择的因变量涉及到企业管理的方方面面，包括企业的公司治理形式、国际合作状态、市场营销意识、产品研发意识、商标意识以及员工培训意识。
表10 FDI对企业家管理方法和理念的影响：有限因变量模型结果
FDI的影响 估计值P值 N Pseudo R[2]模型设定对因变量的说明
企业控制权 Multinomial Logit
企业由谁作出重大的经营决策
董事会 0.1930.261以“企业家本
企业家和主要管理人员
0.0990.55567990.1177 人决策”为对
其它
-0.687
0.503 比组
企业的法律形式 Multinomial Logit
企业采取什么样的法律形式
合伙 0.383 0.272以“独资形
有限股份公司 0.861 0.00068300.1662 式”作为对比
有限责任公司 0.605 0.029组
1、没想过这个问题；2、不准备与
海外合作；3、今后三五年内准备
国际合作意识 0.492 0.00065880.0445 Ordered Probit 与海外合作；4、正着手进行海外
合作；5、已同海外合资合作。
市场营销意识 0.166 0.07571790.0261 Probit 是否主要通过市场调查获取市
场信息
产品研发意识 1.011 0.43521950.0128 Tobit 专门的研发人数，以0为下限
商标意识 0.346 0.01421610.0763 Probit 企业产品是否有专门的商标
员工培训 0.301 0.18926470.0280 Probit 是否对企业员工有专门的职业
技术培训
表10中的估计结果特别是P值显示，企业家的FDI经历对于他所经营企业的法律形式、国际合作意识和商标意识有着非常显著的积极影响；对其市场营销意识也有着一定的影响。可以看出，在“三资”企业工作过的企业家，倾向于组织股份有限公司，积极参与国际间的企业合作与合资，懂得为自己的产品申请商标保护，并知道通过组织或委托专门的市场调查获取市场信息。但是，在企业控制权的选择、产品研发和员工培训这些与企业的长久发展息息相关的问题上，所得的P值均远远大于0.10，这表明FDI的工作经历并没有使得民营业主在这些方面的管理意识和方法表现出显著的先进性。产生这样结果的一种可能性在于，那些在“三资”企业工作过的企业家，由于没有太多的机会在“三资”企业担任要职，进入到核心的管理阶层，因此，这样的工作经历可以让他们观察到“三资”企业在企业的组织形式、国际合作、市场营销等方面的某些做法，但并没有真正了解和掌握现代企业先进的管理思维和视角。（注：De Mattos et al（2001）的案例分析提供了类似的解释。）
五、结论与政策建议
对外国直接投资“溢出效应”的研究，不仅是一个学术问题，而且是重要的政策问题，因为它既关系到对现有的引进外资政策的评价，也关系到这一政策的未来走向。如果我们引进外资的立场不变的话，我们应该对现有的引进外资政策进行怎样的调整，使之能够积极地推动FDI更多更好地产生释放管理知识的“溢出效应”？
为什么“三资”企业对本地企业家的直接培训效果不像我们所预期和希望的那样显著？其原因主要在于：（1）进入本地的“三资”企业有相当一部分是以追求低廉的劳动与资源成本为首要目的，这样的企业本身不太可能具有先进的管理知识与经验，或者愿意将那些拥有先进知识和经验的管理人才派往中国，这样，溢出效应的产生就失去了第一个首要前提。（2）在“三资企业”受到“培训”的本地管理者并没有太多的机会进入到高层和核心的管理阶层，这妨碍了他们对先进知识和经验的了解与获取；或者，有机会进入到高层和核心的管理阶层的本地人才，由于不愿意流动到本地企业，同样也妨碍了FDI管理知识的溢出。
要改变原因（1）中的现状，政府是可以有所作为的。Wang and Blomstrm（1992）的理论模型和Kokko and Blomstrm（1995）的经验研究都发现，转移国和转入国之间的知识技术差距越大，越不利于FDI溢出效应的产生。这意味着，要鼓励和推动FDI产生积极的溢出效应，政府应该做的恰恰是扶持本地企业的发展，从而促使外资企业在更激烈的市场竞争中，带来更多更好的技术与管理；同时，大力发展本地的教育培训，提高本地人才的学习能力，从而使本地的管理人才能够在与外来竞争对手的打交道中，更快更好地学到和掌握先进的管理方法。
对原因（2）的分析可以看到，期望从FDI中直接得到它们对本地人才的培训是不现实的，而要获得预期的FDI溢出效应，政府应当着眼于提高FDI对本地人才的间接培训效果。（注：间接培训效果，是指由于外资企业的进入，本地的管理者在面对新的产品、技术、行业规范、市场规则时，通过观察、研究、仿效竞争对手，而产生的管理水平提高和管理观念更新。）这同样需要加强对本地人才的教育培训，提高他们对外来的先进管理方法的学习能力得以实现。
从1979年以来的25年间，中国实际利用外资超过5000亿美元，FDI成为推动中国经济发展的重要动力，中国已经成为全球外国直接投资的主要吸收国。长期以来，我们的FDI战略一直延续着“以市场换技术”和“以市场换管理”的思路，本文的研究表明，FDI企业对中国民营企业家的直接培训效果并不十分明显，而要取得“以市场换管理”的成功还需要更多的配套政策。虽然我们不否认FDI企业对企业家间接的培训效果，即他们的示范和竞争所带来管理知识的溢出效应。也要看到，为了更多更好地获取这些溢出效应，政府应该做的，恰恰是给予本地企业公平竞争的环境，发展本地教育事业，从而促使外资企业带来真正先进的管理知识，并促进本地人才对这些知识的学习和掌握。