经济转型是否促进FDI技术溢出：来自23个国家的证据，本文主要内容关键词为：证据论文,经济转型论文,国家论文,技术论文,FDI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。
上个世纪90年代中期以来，随着市场化改革的不断深入，大部分转型国家的经济逐步趋于稳定发展，使得大量FDI纷纷流入。根据联合国贸发会议（UNCTAD）的统计，1997年流入转型国家的FDI为720.08亿美元，占全球FDI流入总量的14.8%；到2011年，流入转型国家的FDI已增至2700.69亿美元，比重也上升至16.4%。
相关理论研究表明，FDI的流入意味着资本、技术、管理经验等综合要素的国际转移，能够促进东道国要素和资源的重新配置。大量经验研究也发现，FDI流入在不同程度上促进了东道国的经济增长。FDI的流入受到了各国（特别是发展中国家）的普遍欢迎，其中一个重要原因是其产生的技术外部性可作为内资企业获取先进技术与管理经验的重要渠道。因此，有关FDI的进入能否给东道国带来技术溢出效应这一问题也一直是学术界研究的焦点，但经验研究的结果却并不一致。
对转型国家这个特殊群体的经验研究表明，FDI在不同类型国家经济活动中的表现是大相径庭的。许多关于中东欧国家的研究发现，FDI流入表面上带来了资本数量的增加，但实际上对东道国生产率增长的贡献远没有想象中那样乐观。UNECE（2001）使用捷克、波兰、匈牙利等5个转型国家的企业数据对FDI技术溢出进行了经验分析，结果发现，很少有证据表明FDI在东欧国家存在技术溢出效应。Konings（2001）对波兰、罗马尼亚、保加利亚三国的研究也表明，FDI对内资企业并不存在明显的技术溢出效应。Torlak（2004）采用东欧地区5个转型国家的企业数据，研究发现，FDI对内资企业生产率的影响不是为负就是不存在显著的溢出效应。Gersl等（2007）以波兰、捷克等10个中东欧转型国家为例的研究也表明，在多种情形下FDI技术溢出都存在负向效应，外资的进入会给本土企业的生产率带来不利的影响（adverse effect）。然而得出悲观结论的研究还远不止这些，①Gorg和Greenaway（2004）统计了8篇关于转型国家FDI技术溢出的文献，其中仅有1篇发现FDI存在显著的正向技术溢出效应。Nicolini和Resmini（2010）列出了2000年以来有关中东欧转型国家FDI技术溢出的18篇文献，发现在产业内和产业间完全存在显著正向作用的分别只有4篇和3篇。总体来看，在有关中东欧转型国家的研究中，支持FDI存在显著溢出效应的证据十分微弱。但针对中国、越南等东（南）亚地区转型国家的研究却呈现出另外一番景象，大多数学者认为FDI技术溢出存在显著的正向效应。Hale和Long（2006）梳理了10篇关于中国FDI技术溢出的英文文献，其中有9篇支持了正向溢出效应。张宇（2010）搜集了113篇发表于国内外核心期刊（2005～2008年）研究中国FDI技术溢出效应的文献，其中有63篇认为FDI技术溢出存在明显的正向效应，有29篇认为正向效应是有条件存在或部分存在，仅有21篇认为存在负向效应。而针对越南FDI技术溢出的研究尽管起步较晚，但研究结果同样也非常乐观。②
为什么有关FDI技术溢出的研究在不同转型国家间的表现如此迥异？经济转型是否有利于FDI的技术溢出？此外，不同国家之间经济转型的差异性是否单独地影响了FDI技术溢出效应？对这些问题的回答，不仅有助于我们获知FDI大规模进入转型国家的真实作用，也可以使我们了解FDI技术溢出效应在不同转型国家间是否存在差异。
蒋殿春和张宇（2008）注意到FDI技术溢出在不同转型国家间的差异表现，并由此提出一个重要问题：除中国以外的其他转型经济体为何吸收FDI技术的表现远不如其他国家？他们以中国为例研究发现，在控制了制度改善的效率影响之后，FDI对内资企业全要素生产率的影响并不显著甚至是负面的，而制度约束是造成FDI技术溢出效应为负的重要原因。赵奇伟（2009）认为1978年以来，中国的内外部改革造成了对非国有企业在资源分配上实施歧视性待遇等制度安排，这些制度安排导致了地方保护和市场分割、要素市场发展程度较低以及对FDI过度依赖等缺陷，这继而又导致了内资企业的技术吸收能力和创新能力不足，从而无法获取积极的FDI技术溢出效应。张宇（2010）也认为，对于中国国内企业的技术进步而言，外资的进入更多地起到了负面阻碍作用，而制度约束的存在则是造成这一结果的重要原因。但现有的研究主要是针对中国的个案研究（主要出自国内学者），或针对少数中东欧国家的国别研究（主要出自国外学者），并没有对不同的转型国家进行总体性的研究和比较分析，因而这些结论和解释还不能拓展至所有转型国家。目前，我们也未发现有文献将不同类型（区域）的转型国家纳入统一的研究框架，并采用统一的方法来研究此类问题，而这正是本文的研究目的与探索之处。
总体而言，本文试图解决两个问题：一是采用跨国面板数据分析经济转型对FDI技术溢出的总体影响；二是在回答第一个问题的基础上，进一步分析FDI技术溢出效应在不同转型国家间以及不同行业间是否存在差异。文章其余结构安排如下：第二部分为理论综述；第三部分为模型、变量与数据说明；第四部分为经验分析；第五部分为相关原因解释；最后为主要结论。
二、理论综述
理论上，FDI对东道国的技术溢出渠道可分为两类：水平溢出（horizontal spillover）和垂直溢出（vertical spillover）。其中，FDI水平溢出渠道主要包括示范（模仿）效应、竞争效应和人员流动效应（Teece，1977）；FDI垂直溢出渠道主要是跨国公司及其附属机构与东道国企业产生的联系效应（Javorcik，2004）。但这些渠道发生作用需要一定的前提条件，换句话说，FDI技术外溢效应不会自动产生，会受到诸多因素的影响。一般来讲，FDI技术溢出的影响因素主要来自两个方面：一是技术供给方，即FDI或跨国公司的自身特征；二是技术需求方，即东道国的特征，如东道国的经济发展水平、制度环境、企业的吸收能力等。就本文的研究主题来看，东道国的经济转型所反映的制度特征无疑是一个非常重要的影响因素。因此，本文的理论综述路线主要沿着制度对FDI技术溢出效应的影响展开，同时我们也阐述了不同转型方式对FDI活动的影响。
（一）制度对FDI技术溢出效应的影响
与本土企业相比，外资企业因为对当地环境不熟悉而要面对更高的不确定性，制度质量的差异直接决定着能否有效地控制、减少这些不确定性因素。在制度质量较高的环境下，经济交往中的机会主义行为减少，行为结果的可预见性较高，这时FDI愿意融入东道国经济体系；相反，在制度质量较低的环境中，由于不确定性因素较多，FDI不愿也不能够与东道国企业建立密切的联系。因此，能否与当地经济体系建立密切联系是FDI通过联系效应、溢出效应等方式对东道国经济产生积极影响的关键（邵军和徐康宁，2008）。制度概念涉及的范围较广，现有的研究主要从对外开放度、金融市场、知识产权保护等角度来考察制度因素对FDI技术溢出的影响。Moran（1998）认为，自由开放的经济环境有利于FDI在东道国建立出口导向型企业，同时这个企业更容易被跨国公司纳入其全球生产和采购系统之中，从而为其提供更先进的技术并及时提升技术层次。Alfaro等（2004、2010）发现金融市场良好的国家能够通过FDI获取更高的收益。与金融市场不发达的经济相比，FDI在金融发达的经济中份额的增加能够促进经济的增长。Glass和Saggi（2002）认为东道国加强知识产权保护会使跨国公司的技术不易被模仿，但模仿难度的增加会造成资源的浪费，并降低FDI技术溢出效应。
蒋殿春和张宇（2008）指出，FDI技术溢出渠道发生作用的一个重要前提是东道国要具备基本的市场制度。对于像中国这样的转型经济体而言，制度的不断演变对企业的选择和发展尤为重要，FDI可能的溢出渠道是否有效和通畅与市场制度、市场如何配置资源等条件有着密切的关系（孙少勤和邱斌，2010）。由此可见，对转型国家（以中国为例）而言，质量相对较低的制度对FDI技术溢出的影响存在诸多的约束机制，主要包括：（1）市场机制不健全（蒋殿春和张宇，2008）；（2）企业激励政策的扭曲（蒋殿春和张宇，2008；张宇，2010）；（3）金融体系不完善（赵奇伟和张诚，2007）；（4）市场分割长期存在（赵奇伟，2009）；（5）政府职能转变滞后。因此，正是由于转型国家制度不健全而产生的约束机制，使得FDI的技术溢出效应在一定程度上受到了抑制。
（二）不同的转型方式对FDI活动的影响
从计划经济向市场经济转型存在两种方式：激进式和渐进式。激进式转型又称“大爆炸”或“休克疗法”，是以“华盛顿共识”所提出的“自由化、稳定化与私有化”三位一体的标准为基础，试图通过快速私有化等手段迅速建立市场经济；而渐进式转型更强调创造一个市场的制度基础（热若尔·罗兰，2002），逐步引入市场机制和私有产权。世界上多数转型国家都采取了激进式的转型方式。
经济转型方式不同的一个重要表现是，在市场化或私有化的过程中对企业的产权设置存在差异。Rojec（1995）认为，中东欧国家大规模私有化的过程伴随着大量外资的私有化，外资私有化在流入这些国家的FDI中占有很大比重。Buck等（2000）指出“休克疗法”导致许多制造业企业出现内部人控制现象（insider control），使得FDI进入很快可以控制这些企业。而渐进式转型国家对流入的外资进行管制，这很容易使外商合资企业（joint ventures，JVs）成为国有企业改制的主要形式。当FDI活动的制度环境有所不同时，其给东道国带来的影响和产生的福利也明显不同。一方面，很多研究表明，转型国家外资企业的效率和技术水平要明显高于本地企业。当FDI进入并可以控制企业产权时，对本土企业的挤出效应也就变得更加强烈。Golejewska（2009）研究发现，在FDI对波兰制造业的溢出效应为负面的原因中除了外资企业带来的竞争压力和工资套利行为，还包括私有化，因为私有化使得许多本土企业（包括一些优秀企业）逐渐从市场上消失。而对渐进式转型国家而言，由于对FDI进入设置了更多的条件，合资企业成为最有效率的企业形式（Estrin等，2009），这使得外资企业与本土企业间的合作更加频繁，也有利于FDI作用的发挥。另一方面，由于“华盛顿共识”所推行的政策建议违背了比较优势的发展战略，导致遵循这一个共识的转型国家存在着大量缺乏自身能力的企业。而以中国为代表的渐进式改革通过“微观先行”的方式提高了农民和国有企业的激励。政府允许乡镇企业、私营企业、合资企业和国有企业将处于自己控制之下的资源投资于过去受到压制的劳动密集型产业，这符合中国的比较优势（林毅夫，2008）。因此，当企业缺乏自身能力时，无论是在市场竞争还是在承接FDI技术溢出方面都存在着相对劣势。
不同转型方式所带来的制度变迁差异对FDI活动也产生了不同的影响。然而，这一影响究竟呈现什么样的变化轨迹，则需要作进一步的经验研究。
三、模型设定、变量说明与数据来源
（一）经济转型的概念界定与测度方法
本文所涉及的经济转型实际上是一种制度变迁的过程，③即由计划经济向市场经济的转变过程。需要指出的是，从计划经济向市场经济转型的国家有两类：一类包括中国、波兰、俄罗斯等国，另一类包括印度、土耳其等国，而本文的研究对象则为前一类转型国家。之所以做出这样的区分，主要是考虑尽量减少转型国家间的异质性。根据这一标准，符合本研究对象的转型国家共有23个。④
转型国家的制度变迁不仅具备一般的特点，还存在着因转型而产生的特殊制度特征，即市场化程度的变化。因此，我们选择市场化程度来反映转型国家的制度变迁。⑤就全球范围来看，目前尚无统一的市场化程度指标，但20世纪90年代兴起的经济自由度指标为我们提供了选择的余地。
目前，测算经济自由度最具权威性的是美国传统基金会（The Heritage Foundation）的《经济自由度指数》和加拿大弗雷泽研究所（The Frazer Institute）的《世界经济自由度报告》。其中，美国传统基金会的指标包括贸易政策、政府的财政负担、政府的经济干预、货币政策、资本流动及外国投资、银行与金融、工资及价格、产权、规制及黑市等10大类50个具体指标。而弗雷泽研究所的指标范围涉及政府规模、法律结构与产权保护、货币政策的合理性、对外贸易的自由及信贷、劳动力与商业管制等5个方面。虽然以经济自由度指标反映经济转型过程中市场化程度存在一定不足，但其仍可在一定程度上反映经济转型过程中的制度特征，而且这也是目前可用的、有助于统一度量的变量。
（二）模型设定
本文采用23个转型国家1999～2010年的跨国数据，分析经济转型对FDI技术溢出的影响。根据相关理论及研究目的，我们设定如下基本计量模型：
为了进一步考察FDI与经济转型之间的交互作用，我们在模型中添加了两者的交叉乘积项，并得到如下模型：
（三）变量说明
1.被解释变量：全要素生产率（TFP）。我们假定每一个国家为一个决策单位，以资本和劳动作为投入要素，以GDP作为产出，根据Fare等（1994）改造的基于产出视角的DEA模型来计算表示生产率增长的Malmquist指数。⑥
总产出、资本存量和劳动投入是DEA模型分析中所必需的三个变量。我们以各国GDP来表示总产出，为消除价格影响，取以2005年不变美元计价的实际GDP。劳动投入以各国就业人员数表示。资本存量采用Goldsmith（1951）提出的永续盘存法进行测算，其公式为：
其中，K为资本存量，I为固定资本形成额（grossfixed capital formation），δ为经济折旧率。为消除价格影响，固定资本形成额选取以2005年不变美元价折算的数据。经济折旧率δ选择5%。⑦至于公式（3）中基期年份资本存量的计算方法，我们参考了邵军和徐康宁（2011）的方法，将1998年定为基期，并假定t期的固定资产形成额I（t）=I（1998）
，其中λ为增长率。基期1998年的资本存量可由以下公式求得：
计算公式（4）还需要获得I（1998）和λ的值，这可以由公式I（t）=I（1998）求得，该公式可转换为lnI（t）=lnI（1998）+λt，其中各国1998年的固定资本形成额可从WDI数据库中获得。求得基期1998年的资本存量，将其代入公式（3）即可计算出其余年份的资本存量。
2.核心解释变量。（1）经济转型（Trans）。本文采用经济自由度来反映各国在经济转型过程中所表现出的市场化特征。考虑到美国传统基金会的《经济自由度指数》比加拿大弗雷泽研究所的《世界经济自由度报告》提供了更高的自由度与选择空间，我们选择了前者作为衡量经济转型的指标。由于该指标中包含了外国投资的信息，如果直接将其带入模型，可能会导致解释变量之间存在多重共线性。为保证估计结果的真实可信，我们剔除了原指标中的外商投资部分，然后将剩余的9大类41项指标按原来的方法进行计算并得出最终数值。
（2）外资活动（FDI）。考虑到不同国家统计标准和统计口径的不一致，相同活动之间可能存在很大的相关性，我们最终以各国外资依存度（FDI/GDP）来反映外资活动状况。
3.控制变量。具体的控制变量包括：经济发展水平（PGDP），以各国人均GDP表示，取以2005年不变美元计价的人均GDP；人力资本（Human），对技术水平和经济发展产生影响的人力资源群体主要是受过中等教育（secondary education）和高等教育（tertiary education）的人群。我们以这两类人来反映人力资本存量状况，具体办法是：该国具有中等教育的人口比重×该国中等教育受教育年限+具有高等教育的人口比重×该国高等教育受教育年限；研发投入（RD），以各国R&D经费投入占GDP的比重表示；基础设施水平（Infra），以各国每百人拥有电话线长度、每百人互联网使用人数及每百人手机用户数相加并求出算术平均值表示；对外开放度（Open），以进出口总额占GDP的比重来衡量，由于国际贸易也是国际技术溢出的重要渠道，因此我们对该变量也进行了控制。
（四）数据来源
本文所有数据均来源于公开的数据库，时间跨度为1999～2010年。其中，全要素生产率原始数据中各国GDP和固定资本形成额来源于世界银行WDI数据库，各国就业人员数来源于Total Economy Data Base。经济转型数据来源于美国传统基金会。FDI数据来源于联合国的UNCTAD数据库。经济发展水平、基础设施和对外开放度数据均来源于WDI数据库。人力资本数据来源于UNESCO Institute for Statistics、OECD、WDI数据库以及各国统计局网站。研发投入数据来源于UNESCO Institute for Statistics、欧盟统计局以及各国统计局网站。
表1为解释变量间的相关系数矩阵，从中可以简单判断出各变量之间是否存在共线性问题。观察表1，我们发现整体上各变量间相关系数较小，但经济发展水平、基础设施水平之间以及它们与其余变量之间的相关系数都较大，如经济发展水平与人力资本、研发投入、基础设施水平之间的相关系数均大于0.6，而基础设施与人力资本、经济发展水平之间的相关系数也超过了0.6。因此，为了防止因多重共线性而导致估计偏误，我们在实际操作中剔除了经济发展水平和基础设施变量。
四、经验分析结果
（一）经济转型对FDI技术溢出的影响：整体估计
我们首先采用固定效应（FE）方法对模型（1）和模型（2）进行OLS估计，并通过面板校正误差模型（PCSE）计算出稳健标准差以克服模型中可能存在的异方差和自相关问题。表2给出了模型FE估计结果。从表2第（1）列中可以看出，FDI变量的系数符号为正，且通过了5%的显著性检验，这表明外资的流入显著地促进了东道国TFP的增长。再观察经济转型变量，其系数为负，但统计上并不显著。表2第（4）列为加入FDI与经济转型交叉项的FE估计结果，其中FDI的系数仍显著为正，但显著性有所降低。此外，经济转型的系数同样非显著为负。
在FE方法的估计结果中，经济转型变量的系数与理论预期并不一致，这提醒我们以制度变迁为主要特征的经济转型变量方程中很可能存在内生性问题。Acemoglu等（2001）指出，制度对经济绩效产生影响，富裕的国家更倾向于设置更好的制度。此外，Carkovic和Levine（2002）认为很多研究FDI与经济增长的文献经常忽视内生性问题，因为经济发展较好的国家往往更容易吸引FDI。如果不考虑内生性问题，我们将难以分清到底是FDI驱动了经济增长还是经济增长吸引了FDI。这些由于解释变量可能存在的逆向因果关系（reverse causality）而产生的内生性问题，往往会导致OLS估计结果产生偏误。
为了解决内生性问题，我们采用了工具变量固定效应法（IV-FE）和动态面板模型广义矩阵法（GMM）。Arellano和Bond（1991）提出了具有一致性特征的“一阶差分广义矩估计”（first-difference GMM）。但一阶差分方程中，水平变量的滞后项大多是弱工具变量，这就使得一阶差分GMM可能存在严重的小样本偏误。Arellane和Bover（1995）、Blundell和Bond（2000）在此基础上提出了更为有效的“系统广义矩估计”（system GMM）。与差分GMM相比，系统GMM加入水平方程以及更多的矩条件，有效地降低了小样本估计偏误。在实际操作中，系统GMM和IV-FE方法的工具变量均以解释变量的滞后一期值表示。
表2报告了模型（1）和模型（2）IV-FE和SYSGMM（表中简写为S-GMM）两种方法的估计结果。首先观察表2第（2）列IV-FE方法的估计结果，与OLS方法相比，主要解释变量的回归结果存在一定的差异。其中，FDI的系数绝对值有所变小，且在统计上也不再显著；经济转型的系数由负变正，且在5%水平上通过显著性检验。这表明，在控制了内生性后，FDI流入对东道国TFP的正向作用变得不再明显，而经济转型的作用则由负面变得显著为正。表2第（3）列为SYS-GMM方法的估计结果，AR（1）、AR（2）检验结果均表明模型的残差项不存在明显的自相关，说明模型的设定是合理的；Sargan过度识别检验的结果也显示模型所选择的工具变量是有效的，这也表明SYS-GMM的估计结果是可以信赖的，主要解释变量的估计结果与IV-FE方法保持一致，从而保证了模型估计结果的稳健性。
表2第（5）、（6）列分别给出了加入FDI与经济转型交叉项后IV-FE方法和SYS-GMM方法的估计结果。考虑到GMM方法的估计结果更为可信，⑧我们主要观察第（6）列的估计结果，其中，经济转型的系数依然显著为正，但显著性却由5%降至10%。FDI的系数仍不显著，且系数绝对值也略有降低，这一结果表明FDI与经济转型交叉项的加入确实发挥了作用，但其对TFP的影响到底有多大，需要作进一步的计算。
为了计算加入交叉项后FDI对东道国TFP的综合影响，我们参考了伍德里奇（2007）提出的在含有交叉项的模型中估计交互项变量的偏效应并检验其有效性的方法。具体而言，在保持模型（2）中其他变量不变的前提下，FDI对TFP的偏效应为：
将表2第（6）列的估计结果及经济转型变量的平均值代入公式（5）中，可得到FDI对TFP的偏效应估计值为0.1232+（-0.0286×4.06=0.0071。为了检验该偏效应估计值的显著性，我们将
所得到的值替代模型（2）中交叉项的值并重新进行回归，结果发现外资偏效应估计值在统计上并不显著。同理，我们也可以计算出经济转型对TFP偏效应估计值为0.2542，重新回归发现，该估计值在10%水平上通过显著性检验。
在控制变量中，人力资本和对外开放度在两个模型中的回归系数均显著为正，表明人力资本的增加以及对外开放度的提高均显著地促进了转型国家TFP的增长，这符合经验预期。值得关注的是，研发投入在两个模型中的回归系数均为负，并在IV-FE与SYS-GMM方法下通过显著性检验。我们认为导致转型国家研发投入没有促进TFP增长的原因可能有两个：一是研发投入本身存在时滞效应；二是研发投入的使用效率与投入结构存在一定的问题。正是这些因素的存在，使得转型国家的研发能力从投入到实际发挥作用需要更长的时间周期。因此，本期的研发投入不仅不会迅速“见效”，反而会产生“挤出效应”，从而可能拖累生产率的增长。
（二）经济转型对FDI技术溢出的影响：基于不同区域的估计
为了分析经济转型对FDI技术溢出效应的影响在不同转型国家之间是否存在差异，对研究样本进行分类并作进一步检验是十分必要的。我们首先从传统地理区位上将转型国家分为三个区域：中东欧、独联体和东（南）亚。⑨但在该分类中，由于部分区域截面数太少，不符合GMM方法要求工具变量数不超过截面数的条件。退而求其次，我们统一采用了IV-FE方法。表3给出了模型（1）和模型（2）分区域的估计结果。
在表3模型（1）的估计结果中，FDI的系数在三个区域均为正，但仅在东（南）地区通过了5%的显著性检验。经济转型的系数在三个区域也都显著为正。加入FDI与经济转型的交叉项后，在模型（2）的估计结果中，中东欧地区FDI系数依然为正，统计上仍不显著。独联体地区FDI系数同样为正，但也没通过显著性检验。东（南）亚地区FDI系数显著为正，但显著性略有降低。经济转型的系数在三个地区仍然显著为正，不过中东欧和东（南）亚地区的显著性都呈下降趋势。根据FDI与经济转型交叉项的回归系数，我们进一步计算出FDI对TFP的偏效应，中东欧、独联体、东（南）亚三个区域FDI偏效应估计值分别为0.0673、0.0271、0.0529，通过重新回归发现仅有东（南）地区通过10%水平的显著性检验。
按地理区位分类的估计结果揭示了FDI技术溢出效应在不同转型国家间的确存在一定的差异，这主要表现在相关变量的系数符号及显著性上。在那些我们认为市场化程度较高的中东欧国家，经济转型没有明显地促进FDI技术溢出，这一结果多少印证了前人研究中的悲观结论。在市场化程度相对居中的独联体地区，经济转型与FDI技术溢出之间也不存在明显的正向关系。在市场化程度较低的东（南）亚国家，经济转型却显著地促进了FDI技术溢出。但在该分类方法下，我们无法采用SYS-GMM方法进行稳健性检验，而且样本分类也存在一定的问题：一方面，三个区域内的国家之间存在一定的差异，如独联体地区的亚美尼亚、格鲁吉亚近年来市场化程度显著提高，其经济自由度不仅高于本区域内白俄罗斯、乌克兰等国，甚至也高于保加利亚、罗马尼亚等欧盟成员国；另一方面，东（南）亚地区由于样本数较少，使得现有的估计结果很可能被高估。
因此，我们对研究样本进行了重新分类再检验。根据表3的估计结果，我们按衡量市场化程度的经济自由度指标高低将23个转型国家分为两类：⑩一类是市场化程度较高的区域；另一类是市场化程度较低的区域。表4报告了该分类方法的估计结果。
在表4模型（1）的估计结果中，FDI系数在两个区域均为正，但市场化程度较高的区域在统计上并不显著，而市场化程度较低的区域则在1%水平上通过显著性检验。经济转型的系数在两个区域都显著为正。FDI和经济转型的估计结果表明，外资进入和经济转型对东道国生产率均具有正向的推动作用，但外资的积极作用在市场化程度高的转型国家并不可信。在控制变量中，人力资本和对外开放度的系数在两个区域均显著为正，这与整体估计是一致的。研发投入的估计结果在两个区域表现不一，在市场化程度更高的转型国家中，研发投入系数为正，统计上不显著；但在市场化程度较低的转型国家，研发投入的系数却显著为负，这可能是不同转型国家不同的投资效率和投资回报率所致。
加入FDI与经济转型交叉项之后，FDI系数并未发生本质变化，只是在市场化程度低的区域，统计显著性有所下降。经济转型的系数依然显著为正，但系数绝对值开始变小。其他控制变量的估计结果与模型（1）中基本一致。FDI与经济转型交叉项系数符号也存在差异，但统计上均十分显著。根据交叉项的回归系数计算出FDI对TFP的偏效应估计值分别为0.1581（市场化程度较高区域）和0.0015（市场化程度较低区域），重新回归结果中仅市场化程度较低的区域通过5%水平的显著性检验。
（三）经济转型对FDI技术溢出的影响：基于不同行业的估计
由于转型方式的差异，各国对不同行业FDI的政策取向（引资政策）可能有所不同，这可能会对FDI活动带来不同的影响。因此，有必要进一步检验前文的结论在不同行业间是否成立。为此，我们从制造业和服务业这两方面来考察经济转型对FDI技术溢出的影响，（11）具体估计结果参见表5和表6。
表5报告了不同行业的整体估计结果，相关变量的系数特征与整体估计结果基本一致。在模型（1）的估计结果中，FDI系数在制造业和服务业中均非显著为正，经济转型的系数均显著为正。在加入FDI与经济转型的交互项之后，尽管FDI变量的系数绝对值在两个行业中均出现递减趋势，但显著性特征未发生改变，这一结果也说明，无论是制造业还是服务业，经济转型都没有明显地促进FDI技术溢出。其他变量与整体回归结果基本一致，这里不再赘述。
为了检验分区域估计结果在不同行业中是否存在差异，我们对按市场化程度高低划分的不同区域进行了分行业估计，表6报告了相关估计结果。观察表6中模型（1）的回归结果，在制造业中，FDI系数在市场化程度高的区域和市场化低程度低的区域均为正，但仅后者通过1%的显著性检验；在服务业中，FDI系数在两个区域中均为正，但统计上均不显著。再看表6中模型（2）的回归结果，加入FDI与经济转型的交互项之后，FDI的系数符号在制造业中未发生根本变化，但其绝对值略有变小，且在市场化程度低的区域显著性也有所下降，这与整体回归结果是一致的。在服务业中，FDI变量的显著性在两个区域同样没有改变，但在市场化程度低的区域，系数符号由正变成了负，这说明在该类型的国家中，经济转型负面影响了FDI技术溢出效应，尽管这一影响并不显著。
总体而言，整体上经济转型对FDI技术溢出的影响并不存在行业差异，但不同区域的分行业研究却呈现出截然不同的结果。在制造业中，那些市场化程度较高转型国家的FDI流入并没有对本国的TFP产生明显正向的溢出效应；相反，在那些市场化程度较低的国家，FDI技术溢出效应却十分显著，这一发现进一步印证了整体研究。在服务业中，经济转型对FDI技术溢出的影响在不同区域呈现出不同的方向，但统计上均不显著。
从逻辑推断来看，市场化程度越高的国家，FDI发挥作用的制度环境就越完善，也越有利于FDI融入东道国经济体系，从而促进技术溢出效应的发挥。然而，无论是整体而言还是针对制造业的分析，研究结果均没有支持该推断，这也促使我们进一步思考并分析其背后的原因。
进一步观察样本国家，我们发现一个值得关注的现象，即市场化程度较高的国家在转型过程中大多采取了大规模私有化的转型方式，而市场化程度较低的国家私有化进程相对较慢（极少数国家存在例外）。我们从一开始就强调，转型方式的不同会对外资活动设置不同的要求或条件，进而可能影响FDI技术溢出效应，这是一个值得深入研究的原因。
五、大规模私有化与FDI技术溢出：一个原因解释
FDI是把“双刃剑”，在给东道国带来积极作用的同时，也会带来很多负面影响。Aitken和Harrison（1999）研究发现，FDI给东道国带来的负面影响主要表现为市场蚕食（market stealing）和挤出效应（crowding-out effect）。Djankov和Hoekman（2000）在对捷克的研究中发现，FDI进入降低了当地企业的竞争力，当地企业由于微弱的R&D能力，而在选择FDI带来的先进技术时无能为力，从而使得FDI技术溢出产生负的效应。Gersl等（2007）认为FDI进入转型国家除了会不断蚕食本土企业的市场外，还挖走了大量的人才。当然，这些负面作用在转型国家都广泛存在，但尚不足以解释为什么FDI技术溢出在市场化程度较高的转型国家表现却不尽如人意。我们认为，转型方式的不同可能是造成这一现象的重要原因。
大多数中东欧及独联体国家在转型过程中都采用了“休克疗法”，这些实行快速私有化的转型国家，在转型初期由于缺乏市场经济的运作经验和管理方式，资金又极其匮乏，所以选择了一条“国退洋进”的道路。大量外资特别是西欧的资本蜂拥而至，在帮助这些国家迅速搭建市场经济框架的同时，这些外国资本也控制了中东欧国家的经济命脉，让中东欧国家患上严重的“外资依赖症”，即实体经济和虚拟经济均受控于外资企业，国家债务和私人债务主要由外债构成。大量外资流入不仅是为了追逐利润，更直接地并购当地企业或扶植代理人购买国有资产，并逐步控制当地企业的所有权，很多外资成为当地国有企业的实际控制者。1999年，匈牙利工业销售额中外国公司的比重占73%；而捷克、波兰的同期数据也达到了64%和59%，中东欧国家经济增长的“火车头”逐步由中小民族企业转向外资企业（许智博，2006），这一现象不仅出现在制造业，在服务业（尤其是金融业）也十分普遍。根据欧洲复兴发展银行（European Bank for Reconstruction and Development，EBRD）的统计，2008年外资银行资产占商业银行总资产的比重超过65%的转型国家几乎全部集中于中东欧地区，有的国家这一比重甚至超过了90%。可以说，大规模的私有化为外资获取产权并控制当地产业提供了机会，并使得这些转型国家日益建立起受支配的经济结构，使本地的产业结构受到外资的“锁定”。在外资逐步占据国民经济主导地位的情形下，本土企业的发展理所当然会受到制约。而严重依赖外资所带来的产业结构被“锁定”的局面，很容易导致东道国缺乏更多的本土企业来承接FDI技术溢出。事实上，中东欧国家所表现出来的这些现象基本可以诠释前文经验研究的结果，即在市场化程度较高的转型国家，无论是在制造业还是在服务业，经济转型都没有显著地促进FDI技术溢出。此外，我们的这一发现也得到了一些文献的佐证，如Golejewska（2009）研究发现，私有化使许多本土企业（包括一些优秀企业）逐渐从市场上消失，这也是导致FDI技术溢出在波兰制造业中出现负面效应的原因之一。Estrin等（2009）认为，大规模私有化导致转型国家不同类型企业的效率出现了分化，外资收购的企业生产率明显要高于内资收购的企业。由于生产率的分化，许多内资企业在承接FDI技术溢出时缺乏必要的技术基础和吸收能力。
以中国为代表的转型国家采取了渐进式的转型方式，市场化改革滞后于中东欧国家，但这一改革方式使外资在当地企业的产权控制上受到了严格的限制。Estrin等（2009）研究发现，中国政府对外资企业在股权上的限制在很大程度上减少了中国市场化过程给外资企业和本地企业带来的差异，并使中外合资企业成为最有效率的企业形式。因此，外资在无法控制企业产权的情形下，寻求与当地企业进行合作便成为其大规模进入时常用的方式。（12）此外，中国政府很早就注意到他们通过低成本产出原则获取FDI的首要战略并不是在任何情况下都通行，因此补充了相对外国公司优质产品采取的交换市场转入战略，即资本转移、技术转移和教育，（13）这就为FDI进入中国后的活动设置了更多的要求。林毅夫（2008）指出随着国有企业在整个经济中所占份额的降低，政府逐渐消除了价格扭曲和行政配置，并对中小企业实行了私有化，符合中国的比较优势。这一情形在中国的制造业中尤为突出，中国众多的中小企业凭借自身的比较优势不断融入到跨国公司主导的国际生产网络中，加强了同外资企业的合作与互动。近年来，尽管外资在中国地位愈加突出，并在一些行业占据了主导地位，但在国民经济至关重要的行业中，中国依然对外资实行严格的限制，如在金融行业中，2008年外资银行资产占中国银行业金融机构资产的比重仅为2.16%。（14）由于市场化程度较低的转型国家在金融等服务业领域的开放滞后或严格控制，外资活动受到影响，这使得本土企业很难获得FDI技术溢出。
因此，我们认为以大规模私有化为主要内容的转型方式在一定程度上阻碍了FDI技术溢出。当然，要验证这一假说是否成立，需要构建计量模型进行检验。为此，我们将模型（2）中经济转型变量以大规模私有化程度表示，其他变量保持不变，采用SYS-GMM进行了估计。关于大规模私有化的测度，我们采用了两种方法：第一，采用EBRD公布的大规模私有化指数（large-scale privatization），（15）模型中以LSP表示。但由于该指标不含中国和越南，使得这两个国家无法被加入到模型中；第二，我们设置了包含所有样本国家的大规模私有化虚拟变量，以
表示，具体方法为：如果一国在某一年实行了大规模私有化，则=1，否则=0。对于大规模私有化标准的界定，我们借鉴了Stuckler等（2009）的方法，即至少25%的国有企业在两年内将所有权转变为私有企业，则认为该国实行了大规模私有化。数据来源于欧洲复兴开发银行和各国统计局网站。（16）
表7报告了回归结果。从表7中可以看出，在控制了大规模私有化及FDI与大规模私有化的交互影响后，FDI对转型国家TFP的影响为负，并且在全部国家（不含中国、越南）和市场化程度较高的国家中通过5%和10%的显著性检验。这一结果表明，实行大规模私有化确实在一定程度上阻碍了FDI技术溢出效应的发挥，该作用在市场化程度高的转型国家中表现得更为明显。分行业研究同样支持了上述结论。（17）
在表7中，采用两种不同方法表示的大规模私有化变量与FDI交叉项的系数呈现出了相反的方向，其中，EBRD大规模私有化指数（lnLSP）与FDI交叉项的系数为正，大规模私有化虚拟变量（）与FDI交叉项的系数为负，但前者在三种情形下通过了至少10%水平的显著性检验，后者在统计上并不显著，我们认为这可能是两组数据本身的差异或样本数量的不同所致。就交叉项本身而言，FDI与大规模私有化指数（lnLSP）的交叉项系数显著为正，表明这两者之间存在着明显的相互作用：大规模私有化程度的提高有效地促进了FDI技术溢出效应的发挥；反之，FDI的大量流入又强化了大规模私有化对TFP的积极作用。但就整个模型而言，我们并不能就此简单地判断，当大规模私有化程度提高时FDI显著地促进了TFP的增长。因为FDI对TFP的作用方向（大小）还要取决于FDI的系数和大规模私有化程度系数的变化范围。因此，就需要计算出FDI对TFP的偏效应来判断两者之间的准确关系，并重新检验其显著性。同前文一样，我们参考了伍德里奇（2007）的方法，计算出了FDI对TFP的偏效应估计值，分别为-0.0915（全部国家）、-0.0151（全部国家，不含中国和越南）、-0.0038（市场化程度高的国家）和-0.0145（市场化程度低的国家，不含中国、越南），重新回归后发现在全部国家（不含中国、越南）和市场化程度较高的国家中通过10%和1%水平的显著性检验。这一结果进一步印证了表7中的回归结果，即平均而言，随着大规模私有化程度的提高，FDI不仅没有促进TFP的增长，反而起到了抑制作用。当然，我们并不认为转型方式本身存在着优劣，但不同的转型方式会给外资活动带来不同的影响确是不争的事实，我们的研究也佐证了这一事实。
六、主要结论
本文使用23个转型国家的跨国数据，研究了经济转型对FDI技术溢出效应的影响以及这一影响在不同转型国家和不同的行业之间是否存在差异。整体估计结果显示，在控制了经济转型与FDI交互影响之后，经济转型并没有显著地促进FDI技术溢出，这一结论在分行业研究中同样成立。分区域的估计结果揭示了FDI技术溢出效应在不同转型国家间的确存在一定的差异，无论是传统地理意义上的分类还是按市场化程度高低分类的估计结果都支持了这一结论。进一步分行业研究发现，在制造业中，在那些市场化程度较高的转型国家，FDI流入同样没有对东道国TFP产生明显正向的溢出效应；相反，在那些市场化程度较低的国家，FDI技术溢出效应却十分显著。在服务业中，经济转型对FDI技术溢出的影响在不同区域呈现出不同的方向，但统计上均不显著。
我们认为转型方式的不同是导致这种差异出现的重要原因。许多中东欧及独联体国家在转型中都实行了大规模私有化的方式，大规模的私有化为外资获取产权并控制当地产业提供了机会，并使得这些转型国家日益建立起受支配的经济结构，也使本地的产业结构受到外资的“锁定”。在外资逐步占据国民经济主导地位的情形下，本土企业的发展理所当然地会受到制约，甚至很难具备吸收FDI技术溢出的条件。以中国为代表的部分国家采取了渐进式的转型方式，外资在无法控制产权的情形下大规模进入，寻求与当地企业进行合作则成为常用的方式，而这也更有利于FDI技术溢出效应的发挥，经验检验结果也支持了这一解释。
近二十年来，FDI大规模流入转型国家是显而易见的，但FDI真实作用却往往被高估。不容否认，FDI进入确实给东道国带来了积极的作用，但FDI所带来的到底是一时繁荣还是促进东道国长期发展的关键要素仍然值得思考。“休克疗法”式和渐进式改革到底孰对孰错，并不是本文讨论的内容，但一些转型国家在工业文明尚未完全成熟的条件下即完全照搬西方的市场制度，忽视了寻求制度建设均衡性的重要性，当然也要为此付出代价。对中国而言，30多年的渐进式改革让我们在制度变迁的过程中也获得了FDI的大规模进入所带来的积极作用，但由于政策的不同，FDI技术溢出活动在不同的行业仍存在着差异，而且本地企业在吸收FDI技术溢出时也面临着很多体制上的障碍，未来改革之路依然漫长而艰辛。
作者感谢邵军以及2012年复旦大学博士生论坛（经济学分论坛）与会专家的有益建议，感谢斯洛伐克央行Martina Jurzova、摩尔多瓦央行Marina Soloviova、乌克兰国家统计局Mykola Afanasev所提供的数据支持，感谢匿名审稿人的宝贵意见。当然，文责自负。
①Djankov和Hoekman（1998、2000）对捷克、Zukowska-Gagelmann（2000）、Altomonte和Resmini（2002）、Pawlik（2005）、Golejewska（2009）等对波兰、Tytell和Yudaeva（2005）对俄罗斯、Gorg等（2006）对匈牙利的研究等，均未发现FDI存在明显的技术溢出效应。
②在我们搜集到的14篇有关越南FDI技术溢出的英文文献中，全部发现了正向的溢出效应。
③雅诺什·科尔奈（2005）指出转型不能简单归结为从计划经济向市场经济的转轨。我们将经济转型定义为制度变迁过程中市场化程度的变化，主要出于两方面考虑：一是制度变迁是经济转型的主要特征；二是便于对经济转型进行度量。
④23个国家为波兰、捷克、斯洛伐克、匈牙利、保加利亚、罗马尼亚、斯洛文尼亚、立陶宛、拉脱维亚、爱沙尼亚、克罗地亚、俄罗斯、白俄罗斯、乌克兰、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、摩尔多瓦、阿塞拜疆、格鲁吉亚、亚美尼亚、中国、越南、蒙古。之所以选择这些国家，一方面是因为这23个国家涵盖了不同区域；另一方面是出于数据的可得性。
⑤当然，其他正式或非正式制度也可能对FDI技术溢出产生影响，但由于本研究对象的特殊性以及相关数据的可得性，我们对制度的界定主要突出了转型国家的市场化特征。至于其他制度表现形式，并不是本文关注的重点。
⑥为了检验TFP作为被解释变量在估计结果中的稳健性，我们同时也采用了Total Economy Data Base公布的各国TFP增长率进行回归，发现两种方法的结论是一致的。
⑦经济折旧率之所以选择5%，主要是因为这一数值在很多研究中得到了广泛的使用，如王小鲁（2000）、Cororaton（2002）等。
⑧尽管工具变量法能够识别模型的内生性问题，并修正估计的偏误，但它在很大程度上依赖于工具变量的选取。对于不同的模型和变量，有时很难找到合适的工具变量，这也势必影响到模型估计结果的稳健性（祝树金等，2010），而GMM方法则很好地解决了这些问题。
⑨在本研究样本中，中东欧地区包括波兰、捷克、斯洛伐克、斯洛文尼亚、匈牙利、罗马尼亚、保加利亚、克罗地亚、立陶宛、爱沙尼亚、拉脱维亚共11国；独联体包括俄罗斯、乌克兰、白俄罗斯、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、亚美尼亚、摩尔多瓦、格鲁吉亚、阿塞拜疆共9个国家；东（南）亚包括中国、越南、蒙古共3个国家。
⑩我们首先计算出所有国家经济自由度的均值，然后将大于均值的国家归为市场化程度较高的区域，将低于均值的国家归为市场化程度较低的区域。其中，市场化程度较高的区域包括波兰、捷克、斯洛伐克、保加利亚、匈牙利、斯洛文尼亚、立陶宛、拉脱维亚、爱沙尼亚、格鲁吉亚、亚美尼亚11个国家。而其余12个国则归为市场化程度较低的区域。
（11）分行业回归模型基于模型（1）和模型（2），数据处理方法也同于整体回归。其中，人力资本变量以行业科研人员数占行业总从业人数的比重来衡量。所有行业数据均来源于WDI数据库、OECD数据库、欧盟统计局以及各国统计局网站。极个别年份数据缺失，我们以相邻年份的平均值近似替代。
（12）关于中外合资企业的效率问题，目前仍存在着争议。学术界关于此问题也一直有两种声音：一种认为中外合资企业的FDI技术溢出效应最为显著（张宇，2006）；另一种认为中外合资企业的FDI负向溢出效应最大（马林和章凯栋，2008）。但不可否认的是，在中国30多年改革开放的历程中，中外合资企业的确发挥了非常重要的作用。就技术溢出而言，中外合资企业与本土企业联系较为密切，这就使得本土企业比较方便地通过学习、模仿、交流等途径来获取外资的技术溢出。同时，外资方往往为了获得更高的股权或市场份额而需要让渡某些技术给本土企业，这也被称为“市场换技术”战略。尽管外资方所让渡的技术并不一定甚至不可能是最先进的技术，“市场换技术”战略饱受质疑，但中国本土企业通过这一引资战略实现快速发展却是不争的事实。如果没有与外资的合作，很难想象中国汽车行业的民族企业会在这么短的时间内取得今天这样的成绩。当然，外商独资企业虽然也可以通过垂直渠道给本土企业带来技术溢出，但这很容易导致本土企业的技术被外资企业“锁定”，无法获得核心关键技术。况且，独资化趋势进一步强化了外资的技术垄断，这也在一定程度上抑制了其技术的溢出；外商独资企业也会通过竞争效应来抢占市场、资源、人才等，从而进一步挤占本土企业的生存空间。总体而言，中外合资企业的性质及其所处的政策环境，决定了其可以成为中国在转型过程中吸收FDI技术溢出比较有效的形式。事实上，以中国、越南为代表的“渐进式”转型国家对外资进入均设置了许多约束条件，如目前仍然不允许独资企业在一些行业中出现。因此，选择合资形式便成了FDI进入的主要途径（Buck等，2000），这也进一步凸显了合资企业的FDI技术溢出效应。关于该问题的争论并不影响本文的结论，本文结合相关文献提出了中外合资企业是FDI技术溢出最为有效的形式只是为检验结果提供了一个可能的解释。
（13）参见欧盟中国企业家联合会网站（www.euro-china.net）。
（14）数据来源于中国银监会2008年年度报告。
（15）该指标赋值是从1到4.3，值越大表示大规模私有化程度越高。
（16）除中国和越南之外，各国的数据取自欧洲复兴开发银行。中国和越南的数据是根据两国统计局公布的国有资产变化情况而得，即如果两年内全部国有资产比重下降25%，即认为这一年实行了大规模私有化。
（17）分行业研究同样显示，大规模私有化都负面影响了FDI技术溢出效应。限于篇幅，我们没有报告分行业的估计结果，如读者感兴趣，可向作者索取。