產(chǎn)業(yè)組織理論認(rèn)為，外商直接投資是國(guó)際技術(shù)外溢的重要源泉，只要跨國(guó)公司對(duì)其海外子公司轉(zhuǎn)讓技術(shù)，就有形成技術(shù)外溢的可能性。跨國(guó)公司對(duì)其海外子公司轉(zhuǎn)移技術(shù)的難易程度和先進(jìn)性受到市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的影響，如果能夠在東道國(guó)市場(chǎng)繼續(xù)維持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)地位，跨國(guó)公司就不會(huì)把最先進(jìn)的技術(shù)向海外子公司轉(zhuǎn)移；改善產(chǎn)品性能與質(zhì)量的壓力就較弱。相反如果跨國(guó)公司之間、跨國(guó)公司與本地企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)激烈，產(chǎn)品創(chuàng)新、工藝創(chuàng)新不斷，跨國(guó)公司內(nèi)部國(guó)際技術(shù)轉(zhuǎn)讓的速度也會(huì)加快。同時(shí)本地企業(yè)在強(qiáng)大的競(jìng)爭(zhēng)壓力下為了保持原有市場(chǎng)并爭(zhēng)取生存和發(fā)展的機(jī)會(huì)，也會(huì)竭盡全力地采取各種可能的措施提高經(jīng)營(yíng)效率，因而抑制外商直接投資對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生負(fù)技術(shù)外溢效應(yīng)，促進(jìn)了正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。此外，在激烈競(jìng)爭(zhēng)的外部環(huán)境下，外商直接投資技術(shù)外溢的渠道和空間也就更廣闊。例如外商投資企業(yè)對(duì)本地供應(yīng)商提供的中間產(chǎn)品更加挑剔，并愿意向有潛力的供應(yīng)商提供技術(shù)幫助與信息服務(wù)；在競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境下，專(zhuān)業(yè)型技術(shù)人員才有可能在相互競(jìng)爭(zhēng)的企業(yè)間進(jìn)行流動(dòng)等等。據(jù)此本文假定：在其他條件不變的情況下，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)呈正相關(guān)性。

　　根據(jù)本文的研究目的和所用數(shù)據(jù)特征，本文以Battese and Coelli提出的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型為藍(lán)本。該模型的最大特點(diǎn)就是利用面板數(shù)據(jù)可同時(shí)對(duì)前沿函數(shù)和技術(shù)無(wú)效率函數(shù)的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。Battese and Coelli的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)為：

　　其中，Y_iτ代表第i個(gè)企業(yè)在第T時(shí)期的實(shí)際產(chǎn)出，x_iτ代表一組投入向量和與第i個(gè)企業(yè)在第，時(shí)期觀察變量相關(guān)的其他解釋變量；β為一組待估向量參數(shù)；V_iτ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，被假定服從標(biāo)準(zhǔn)的正態(tài)分布 N(0，σ²v)，并獨(dú)立于U_iτ；U_iτ為代表技術(shù)非效率的非負(fù)值隨機(jī)變量，被假定具有獨(dú)立分布的特性，因而服從截尾正態(tài)分布N(Z_iτδ，σ²u)(在零處)；Z_iτ是和企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)非效率相關(guān)的解釋變量，δ為待估參數(shù)。

　　假設(shè)技術(shù)非效率U_it是一些解釋變量Z_iτ和待估參數(shù)δ的函數(shù)，技術(shù)非效率U_iτ的函數(shù)為：

　　隨機(jī)變量W_iτ服從截尾正態(tài)分布N(0，σ²u)，截尾點(diǎn)為-z_iτδ。i企業(yè)在時(shí)期τ的生產(chǎn)技術(shù)效率可界定為：

　　以Battese and Coelli的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型為藍(lán)本，本文構(gòu)建了柯布—道格拉斯(C—D)前沿生產(chǎn)函數(shù)，利用2000—2003年我國(guó)201個(gè)四位碼制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)比較、分析不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)變化的方向和程度。但由于Wald參數(shù)檢驗(yàn)值在1%顯著水平上拒絕資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性之和為1，即我國(guó)制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)存在規(guī)模報(bào)酬不變的原假設(shè)，無(wú)法采用C— D生產(chǎn)函數(shù)的密集形式；同時(shí)考慮到技術(shù)進(jìn)步的因素，在生產(chǎn)函數(shù)中引入代表?？怂怪行约夹g(shù)變化的時(shí)間參數(shù)t。含時(shí)間參數(shù)的柯布—道格拉斯前沿生產(chǎn)函數(shù)的對(duì)數(shù)形式為：

　　ln表示自然對(duì)數(shù)，Y_iτ、和K_iτ分別為第i個(gè)行業(yè)本地企業(yè)在T年的工業(yè)增加值、就業(yè)人數(shù)和總資產(chǎn)，β1和β2為勞動(dòng)力和資本的產(chǎn)出彈性；t為觀察變量的年份，2000年取值為1，β3為技術(shù)變化的時(shí)間趨勢(shì)系數(shù)，以解釋希克斯中性技術(shù)變化。

　　影響本地企業(yè)生產(chǎn)效率的因素，包括行業(yè)集中度、企業(yè)規(guī)模、資本密度、外商直接投資的參與程度和時(shí)間5個(gè)因素。方程可進(jìn)一步寫(xiě)成：

　　CR_iτ：行業(yè)集中度指標(biāo)，界定為每四位碼行業(yè)銷(xiāo)售收入最大的前8家企業(yè)銷(xiāo)售收入之和占行業(yè)總收入的比率，用于衡量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。行業(yè)集中度越高，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越低，從而降低企業(yè)的生產(chǎn)效率。

　　AS_iτ：企業(yè)規(guī)模，i行業(yè)在第τ，年的本地企業(yè)總資產(chǎn)除以其企業(yè)個(gè)數(shù)。一般而言，企業(yè)規(guī)模越大，可提升生產(chǎn)技術(shù)達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)效率。但如果政府偏好大規(guī)模的企業(yè)而通過(guò)優(yōu)惠政策予以鼓勵(lì)，很可能出現(xiàn)企業(yè)規(guī)模過(guò)大而存在規(guī)模不經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，從而引致其生產(chǎn)效率降低。因而企業(yè)規(guī)模對(duì)生產(chǎn)效率的影響是不確定的。

　　KL_iτ：資本密度，界定為本地企業(yè)所擁有的總資產(chǎn)與其年末職工人數(shù)的比率，即人均資本擁有量。從理論上講，企業(yè)資本密度越高，意味著企業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)越趨向于資本密集型，有利于提升生產(chǎn)效率。但 Otsuka et al.指出，我國(guó)國(guó)有企業(yè)存在過(guò)度使用資本的現(xiàn)象。

　　FS：外商直接投資的參與程度，大多數(shù)計(jì)量研究將外商投資企業(yè)的參與程度變量，界定為外商投資企業(yè)就業(yè)人數(shù)占其所在產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)的比率或外商投資企業(yè)增加值占所在產(chǎn)業(yè)總增加值的比率，也有一些研究將其界定為外商投資企業(yè)擁有的資本占產(chǎn)業(yè)總資本的份額或外商投資企業(yè)的銷(xiāo)售收入占行業(yè)總銷(xiāo)售收入的份額。根據(jù)本文所掌握的數(shù)據(jù)特征和我國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際現(xiàn)狀，將FS界定為四位碼制造業(yè)行業(yè)中外商投資企業(yè)的銷(xiāo)售收入占其所在行業(yè)總銷(xiāo)售收入的份額。該變量與行業(yè)內(nèi)本地企業(yè)的生產(chǎn)效率之間的是否存在相關(guān)性是本文關(guān)心的核心。如果兩者之間存在統(tǒng)計(jì)上顯著的相關(guān)性，行業(yè)內(nèi)存在外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的假設(shè)則不能被拒絕。

　　t：為觀察變量的年份，2000年取值為1。在生產(chǎn)技術(shù)非效率函數(shù)中設(shè)置時(shí)間變量，用以估計(jì)技術(shù)非效率隨時(shí)間演變的趨勢(shì)。如果δ5的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，則說(shuō)明技術(shù)非效率隨時(shí)間而遞減，否則技術(shù)非效率遞增。

　　二、不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)關(guān)系的驗(yàn)證

　　為了驗(yàn)證不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的關(guān)系。本文采用Frontier 4.1的計(jì)量軟件，首先以我國(guó)2000—2003年201個(gè)四位碼制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為樣本估計(jì)方程中的所有參數(shù)；其次，計(jì)算出2000—2003年四年中201個(gè)行業(yè)的平均行業(yè)集中度，以CR8=0.45為標(biāo)準(zhǔn)將全部樣本分為 CR8<0.45(144個(gè)行業(yè))和CR8≥0.45(57個(gè)行業(yè))兩組，檢驗(yàn)不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下，外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的變化趨勢(shì)，估計(jì)結(jié)果如表1所示。

　　表1顯示，隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中參數(shù)估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與理論預(yù)期的完全一致。三個(gè)模型中資本的產(chǎn)出彈性皆顯著地高于勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性，說(shuō)明在我國(guó)201個(gè)四位碼制造業(yè)行業(yè)中，不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下本地企業(yè)生產(chǎn)中資本對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)皆大于勞動(dòng)的貢獻(xiàn)；尤其是在市場(chǎng)集中度超過(guò)0.45的57個(gè)壟斷程度較高的四位碼行業(yè)中，資本的產(chǎn)出彈性高達(dá)0.8229，顯示資本在該行業(yè)生產(chǎn)中起了決定性作用，這與我們的理論認(rèn)識(shí)相一致，即高壟斷行業(yè)基本上為資本密集型產(chǎn)業(yè)，資本投入在生產(chǎn)中的作用至關(guān)重要；所有模型中時(shí)間趨勢(shì)系數(shù)皆顯著為正，說(shuō)明2000—2003年我國(guó)201個(gè)四位碼制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)率為7.78%，而市場(chǎng)集中度的57個(gè)高壟斷行業(yè)，本地企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)率僅為 4.42%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于競(jìng)爭(zhēng)程度高(CR8<0.45)的144個(gè)行業(yè)本地企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)率(8.55%)，這一經(jīng)驗(yàn)結(jié)論與經(jīng)濟(jì)理論即壟斷的存在阻礙企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步完全吻合。

　　技術(shù)非效率函數(shù)中，三個(gè)模型中的企業(yè)規(guī)模與技術(shù)非效率之間皆存在負(fù)相關(guān)性，即本地企業(yè)規(guī)模越大，生產(chǎn)技術(shù)效率越高，本地企業(yè)在生產(chǎn)中享受到規(guī)模經(jīng)濟(jì)的好處，但二者的相關(guān)性非常小，且統(tǒng)計(jì)上不顯著；資本密度對(duì)技術(shù)非效率的影響在三個(gè)模型中均顯著為負(fù)，資本密度每提高1%，本地企業(yè)的技術(shù)效率將分別提高0.31%、0.23%和0.05%。這意味著本文所研究的 201個(gè)四位碼制造業(yè)行業(yè)不管其市場(chǎng)集中程度高低如何，在2000—2003年本地企業(yè)皆不存在過(guò)度使用資本的情況，這與Otsuka et al.指出的我國(guó)國(guó)有企業(yè)存在過(guò)度使用資本的現(xiàn)象相異；行業(yè)集中度與技術(shù)非效率的關(guān)系在三個(gè)模型中存在較大差異，模型1和3中該變量估計(jì)參數(shù)的符號(hào)與理論預(yù)期相一致，存在正相關(guān)性，即市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度每降低1個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)技術(shù)非效率的程度平均提高6.6184和0.9032個(gè)百分點(diǎn)；而模型2中，行業(yè)集中度與技術(shù)非效率存在顯著的負(fù)相關(guān)性；三個(gè)模型的時(shí)間趨勢(shì)系數(shù)分別為-0.2691、-0.8238和- 0.0058，時(shí)間趨勢(shì)系數(shù)為負(fù)表明這一時(shí)期不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下的本地企業(yè)技術(shù)效率皆不斷得到改善，引致其工業(yè)增加值年均增長(zhǎng)26.91%、82.38%和0.58%，但模型3的時(shí)間趨勢(shì)估計(jì)系數(shù)在10%的顯著水平上沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)。

　　技術(shù)非效率函數(shù)中外商投資企業(yè)參與程度(FS)系數(shù)估計(jì)值的大小和符號(hào)，是本文所關(guān)注的核心。模型1中此系數(shù)的估計(jì)值為-1.5674，且在顯著水平上拒絕系數(shù)估計(jì)值為零的原假設(shè)，也就是說(shuō)，在控制其它因素之后，外商投資企業(yè)所具有的所有權(quán)優(yōu)勢(shì)(例如，先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)、營(yíng)銷(xiāo)技能、出口銷(xiāo)售網(wǎng)絡(luò)、商標(biāo)等)外溢到本地企業(yè)，從而提高了本地企業(yè)的技術(shù)效率；在競(jìng)爭(zhēng)程度低的模型2中，外商投資企業(yè)參與程度的估計(jì)系數(shù)為0.5979，且統(tǒng)計(jì)上不顯著，外商直接投資對(duì)本地企業(yè)沒(méi)有產(chǎn)生技術(shù)外溢效應(yīng)；在競(jìng)爭(zhēng)程度高的模型3中，外商投資企業(yè)參與程度的估計(jì)系數(shù)為-0.3957，即外商參與程度每提高 1個(gè)百分點(diǎn)，本地企業(yè)的技術(shù)效率將提高0.3957個(gè)百分點(diǎn)，外商直接投資對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生了顯著的正外溢效應(yīng)。可見(jiàn)，隨著國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的提高，外商直接投資對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)溢出從不顯著的負(fù)效應(yīng)變?yōu)轱@著的正效應(yīng)?？梢?jiàn)，當(dāng)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，高競(jìng)爭(zhēng)迫使外商投資企業(yè)為維持其在本地市場(chǎng)一定的市場(chǎng)份額從母公司帶來(lái)相對(duì)新的和尖端的技術(shù)，競(jìng)爭(zhēng)越激烈，外商投資企業(yè)帶來(lái)的技術(shù)越多，技術(shù)外溢效應(yīng)的可能性就越大；同時(shí)，本地企業(yè)在強(qiáng)大的競(jìng)爭(zhēng)壓力下為了保持原有市場(chǎng)并且爭(zhēng)取生存和發(fā)展的機(jī)會(huì)，也會(huì)竭盡全力地采取各種可能的措施提高經(jīng)營(yíng)效率，因而抑制外商直接投資對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生負(fù)技術(shù)外溢效應(yīng)，促進(jìn)了通過(guò)示范—模仿機(jī)制和競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制產(chǎn)生的正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。

　　三個(gè)模型中方差參數(shù)的估計(jì)系數(shù)在1%顯著水平上異于零，即r=0.9435、r=0.9333、r=0.6514，表明在201個(gè)制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)的工業(yè)增加值分析中技術(shù)非效率的影響可能是高度顯著的，三個(gè)前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差中分別有將近94%、93%和65%的成分來(lái)源于隨機(jī)變量，不可控因素造成的白噪聲誤差占較小比例。表2顯示了技術(shù)非效率不存在的零假設(shè)的廣義似然比檢驗(yàn)結(jié)果。三個(gè)模型中不存在技術(shù)非效率即 r=δ0=δ1=δ2=δ3=δ4=δ5=0的零假設(shè)在5%顯著水平上被拒絕，說(shuō)明模型中存在顯著的技術(shù)非效率，因而采用隨機(jī)前沿模型而非普通最小二乘法 (OLS)對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)是合適的；同時(shí)技術(shù)非效率不是企業(yè)規(guī)模、資本密度、行業(yè)集中度、外資參與程度和時(shí)間變量線性函數(shù)的零假設(shè)即 δ1=δ2=δ3=δ4=δ5=0也在5%顯著水平上被拒絕，說(shuō)明三個(gè)模型中盡管企業(yè)規(guī)模、模型3中的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)對(duì)生產(chǎn)中非效率的影響在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但 5個(gè)變量對(duì)生產(chǎn)中非效率的聯(lián)合影響高度顯著。很明顯，生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)非效率不僅是隨機(jī)的，且與企業(yè)規(guī)模、資本密度、行業(yè)集中度、外資參與程度和時(shí)間5個(gè)變量存在顯著的線性關(guān)系，因而方程(4)和(5)模型設(shè)定是合理、可靠的。

　　三、結(jié) 論

　　一般而言，只要外商投資企業(yè)擁有本地企業(yè)無(wú)法獲得的所有權(quán)優(yōu)勢(shì)即先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)、營(yíng)銷(xiāo)技能、出口銷(xiāo)售網(wǎng)絡(luò)和商標(biāo)等無(wú)形資產(chǎn)，外商直接投資的潛在技術(shù)外溢效應(yīng)就存在。但這種技術(shù)外溢效應(yīng)不是必然的、自動(dòng)的，也不是免費(fèi)的，這種效應(yīng)在很大程度上依賴于東道國(guó)及其產(chǎn)業(yè)的特征，依賴于外商投資企業(yè)運(yùn)行的政策環(huán)境。

　　本文使用我國(guó)2000—2003年201個(gè)四位碼制造業(yè)行業(yè)本地企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，借助隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，分析、比較了不同市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度下外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的變化趨勢(shì)。結(jié)果表明：國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度是影響外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的重要變量。隨著國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的提高，外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)從不顯著的負(fù)效應(yīng)演變?yōu)轱@著的正效應(yīng)。可能是因?yàn)閲?guó)內(nèi)市場(chǎng)的高競(jìng)爭(zhēng)迫使外商投資企業(yè)為維持一定的市場(chǎng)份額從母公司帶來(lái)相對(duì)新的和尖端的技術(shù)，同時(shí)本地企業(yè)在強(qiáng)大的競(jìng)爭(zhēng)壓力下為了保持原有市場(chǎng)并且爭(zhēng)取生存和發(fā)展的機(jī)會(huì)，也會(huì)竭盡全力地采取各種可能的措施提高經(jīng)營(yíng)效率，因而抑制外商直接投資對(duì)本地企業(yè)產(chǎn)生負(fù)技術(shù)外溢效應(yīng)，促進(jìn)了正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。這也部分地解釋了為什么相同數(shù)量外商直接投資的流入和存在對(duì)不同國(guó)家、地區(qū)或行業(yè)產(chǎn)生了截然不同的影響向。

　　本文研究結(jié)果的政策含義非常明確。既然國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度是影響外商直接投資技術(shù)外溢效應(yīng)的重要因素，那么，為提高我國(guó)利用外資的質(zhì)量、提升“以市場(chǎng)換技術(shù)”的政策效果，政府在制定內(nèi)、外資政策時(shí)，對(duì)于一般產(chǎn)業(yè)應(yīng)維持一個(gè)公平、公正的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，消除內(nèi)外資企業(yè)之間的不平等待遇；對(duì)于新興的幼稚產(chǎn)業(yè)，在WTO的框架內(nèi)尋求合理的途徑扶持本地企業(yè)的發(fā)展，為外商投資企業(yè)培養(yǎng)適當(dāng)?shù)谋镜馗?jìng)爭(zhēng)者，促進(jìn)外商直接投資正技術(shù)外溢效應(yīng)的產(chǎn)生。