外商直接投资企业对内资企业的溢出效应_对中国制造业企业的实证研究

外商直接投资企业对内资企业的溢出

效应：对中国制造业企业的实证研究＊

□亓朋许和连艾洪山

摘要：本研究利用中国制造业１４，２９１家企业１９９８￣２００１年的面板数据，考察了行业内、行业间以及地区间外商直接投资企业对内资企业①的溢出效应。通过使用两类反映溢出的变

量指标，且每一类指标按照地区和三位数行业分类标准细分，回答了三个问题：第一，本地区

某行业外资的进入是否对本地该行业的内资企业有外溢影响？第二，本地区某行业的外商直

接投资是否对本地区该行业的相关行业的内资企业产生技术外溢？第三，其他地区某行业的

外商直接投资是否对本地区该行业的内资企业存在技术外溢？结果表明，在行业内，外资企业

的外溢效应表现并不明显；在行业间，外资企业通过人员培训效应或人员的流动对内资企业

产生了显著的技术外溢；在地区间，外资企业通过示范效应和竞争效应对内资企业产生了明

显的外溢效应。

关键词：外商直接投资企业内资企业技术外溢制造业

一、引言

由于外商直接投资（ＦＤＩ）集资本、技术和管理技能于一体，被认为是直接资本输入和间接知识溢出的重要源泉（Ｂａｌａｓｕｂｒａｍａｎｙａｍｅｔａｌ．，１９９６）。而大多数的国家吸引ＦＤＩ的一个重要

原因就是为了获得先进的技术。从理论上讲，外商直接投资（ＦＤＩ）可以通过如示范效应、竞争

效应、关联效应以及培训效应等对当地企业产生技术外溢，从而有助于提高东道国企业的技

术创新能力和生产率水平。国外的一些相关研究表明，外商直接投资是技术转移的重要渠道

（Ｆｉｎｄｌｙ，１９７８），不仅可以给东道国的研发部门带来知识外溢（Ｗａｌｚ，１９９７），降低东道国企业的

模仿成本（ＧｌａｓｓａｎｄＳａｇｇｉ，２００２），还可以通过员工在内外资企业间的流动提高当地企业的生

产率水平（Ｆｏｓｆｕｒｉｅｔａｌ．，２００１），同时有助于东道国的人力资本投资，从而实现经济的赶超

（Ｗａｎｇ，１９９０）。

虽然理论上对ＦＤＩ的溢出效应存在较少争议，但是实证研究却得出了不一致的结果。一方面，一些研究支持理论上所得出的ＦＤＩ存在显著正向溢出效应，这类研究主要有Ｃａｖｅｓ

（１９７４）对澳大利亚制造业的分析、Ｌｉｕ（２０００）及Ｈａｓｋｅｌ、Ｐｅｒｅｉｒａ和Ｓｌａｕｇｈｔｅｒ（２００２）对英国制造

业的研究，ＣａｓｔｅｌｌａｎｉＺａｎｆｅｉ（２００２）对意大利制造业的研究，Ｋｅｌｌｅｒ和Ｙｅａｐｌｅ（２００３）对美国制造

业的研究以及Ｒｕａｎｅ和Ｕｇｕｒ（２００２）和ＧｏｒｇＳｔｒｏｂｌ（２００３）对爱尔兰制造业的分析。近期的一些

研究还有：Ｇ．Ｆｏｔｏｐｏｕｌｏｓ（２００４）对希腊制造业的研究、ＰａｔｒｉｋＫａｒｐａｔｙ和ＬａｒｓＬｕｎｄｂｅｒｇ（２００４）

对瑞典制造业的分析等，这些针对发达国家的研究均支持ＦＤＩ对当地企业存在显著正向溢出

效应。另一方面，与这些形成对比的是一些研究发现没有技术溢出或存在负向技术外溢，相关

的研究包括：Ｋｏｋｋｏ和Ｔａｎｓｉｎｉ（１９９６）对乌拉圭制造业部门的分析，Ａｉｔｋｅｎ和Ｈａｒｒｉｓｏｎ（１９９９）对

委内瑞拉产业部门的实证研究，Ｓ．Ｂａｒｒｉｏｓ（２０００）对西班牙制造业的分析，其他的还有Ｋａｔｈｕｒｉａ

（２００２）对印度制造业的分析，Ｚｕｋｏｗｓｋａ和Ｇａｇｅｌｍａｎｎ（２０００）对波兰制造业的研究以及Ｍｅｒ－＊本文得到国家社会科学基金（０７＆ＺＤ０１７、０５ＣＪＬ０２２），国家自然科学基金（７０６０３０１１）和教育部人文社会科学研究规划项目（０６ＪＡ７９００３１）资助。

ｌｅｃｅｄｅ和Ｓｃｈｏｏｒｓ（２００５）对罗马尼亚的研究等。

造成实证研究结论不一致的原因是多方面的，而不同的研究采用数据的差异性是其中的一个重要原因（仝月婷、胡又欣，２００５），采用宏观层面数据、行业层面数据与企业微观数据可能会造成估计结果的不一致；Ｇｏｒｇ和Ｓｔｒｏｂｌ（２００１）在总结了近来有关ＦＤＩ与技术外溢的研究后发现，在利用截面数据估计时，很难考虑那些不随时间变化的因素的影响，如行业、地区以及企业等的影响，也不能考虑那些随时间变化的因素的影响，然而这些影响不能被解释变量解释并且又影响了外资份额（在估计模型中其系数用于解释外资的技术溢出效应），从而造成了估计量有偏且不一致；同时，不同学者在测度外商直接投资的技术外溢时采用了不同的估计指标，由于不同的指标只能从某一个方面反映出ＦＤＩ的技术外溢，溢出度量指标的选取可能也会造成结论的差异。

已有众多的学者运用宏观或行业层面数据实证检验了中国ＦＤＩ溢出效应的存在性（沈坤荣，１９９９；ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００１），ＦＤＩ在行业内的溢出效应（Ｌｉｅｔａｌ．，２００１；潘文卿，２００３；陈涛涛等，２００６），ＦＤＩ在行业间的溢出效应（许和连等，２００７），总体上支持我国ＦＤＩ溢出效应的存在或者溢出效应的存在依赖于一定条件。但是由于数据的限制，众多的实证研究基本上是基于全国、某一地区或者行业层面的数据，而不能区分该影响是由外资企业本身较高的生产率水平造成的还是通过技术外溢而影响内资企业的生产率水平而产生的。同时，最近的研究（ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００６；Ｌｉｕ，２００６）特别强调企业微观数据在实证研究中的重要性。在此背景下，利用企业微观数据考察ＦＤＩ对我国内资企业的技术外溢效应、外资规模的扩大是否有助于缩小了内外资企业间的技术差距以及外资通过何种渠道对内资企业发挥作用等问题无疑具有重要的理论价值和实践指导意义。

基于此考虑，本文利用中国制造业１９９８￣２００１年期间包含３１个省、市、自治区共１４，２９１家企业（包含８３９６个内资企业和５８９５个外资企业）的面板数据，通过使用两类反映溢出的变量指标，并把每一类指标按照地区和３位数行业分类标准细分为三部分，重点考察了一个地区某行业外资企业的进入是否对该地区该行业的内资企业产生影响，其

他地区某行业的外商直接投资企业是否对本地该行业的内资企业存在技术外溢，以及外资企业进入一个地区某行业的相关行业是否会对该地区该行业的内资企业产生外溢影响？

本文的结构安排如下：第二部分构建计量分析框架；第三部分为数据来源和变量描述；第四部分通过利用两类度量ＦＤＩ企业技术溢出的变量指标实证检验外商直接投资企业对内资企业的溢出效应和渠道；最后一部分得出结论和政策建议。

二、计量分析框架

在构建计量分析模型时，本文借鉴Ｇｉｒｍａ、Ｇｒｅｅｎｗａｙ和Ｗａｋｅｌｉｎ（２００１）、Ｍｏｒｅｔｔｉ（２００４）、Ｗｅｉ和Ｌｉｕ（２００６）、Ｌｉｕ（２００６）等的研究，假定技术由Ｃ－Ｄ生产函数来描述：

Ｙｉｊｐｔ＝ＡｉｊｐｔＫｉｊｐｔαｉＬｉｊｐｔβｉ（１）

两边取对数，得到：

ｌｎＹｉｊｐｔ＝ｌｎＡｉｊｐｔ＋αｊｌｎＫｉｊｐｔ＋βｊｌｎＬｉｊｐｔ（２）

其中，Ｙ

ｉｊｐｔ

为企业ｉ的产出，ｊ和ｐ分别表示企业ｉ所在的行业及省份，ｔ为时间。Ｋｉｊｐｔ和Ｌｉｊｐｔ分别为资本和劳动力。由于不同的行业具有不同的生产技术和产品性能要求，以及不同的资本劳动密集程度和不同的市场环境，由此决定了不同的行业可能存在不同的技术水平。为了反映技术在不同行业间的变化②，在估计生产函数时，把资本（Ｋ）和劳动力（Ｌ）与二位数分类行业虚拟变量的交叉项放入模型（２）中，得到：

ｌｎＹｉｊｐｔ＝ｌｎＡｉｊｐｔ＋αｉｌｎＫｉｊｐｔ＋θ１ｉｌｎＫｉｊｐｔＤｊ２＋…＋θ８ｉｌｎＫｉｊｐｔＤｊ９

＋βｉｌｎＬｉｊｐｔβｉ＋φ１ｉｌｎＬｉｊｐｔＤｊ２＋…＋φ８ｉｌｎＬｉｊｐｔＤｊ９＋εｉｊｐｔ

其中，Ｄ

ｊ２

是当二位数行业代码为ｊ２时等于１，

而其他等于零的虚拟变量，依此类推，Ｄ

ｊ３

、……、Ｄｊ９分别是当二位数分类行业代码为ｊ３、……、ｊ９时等于１，而其他等于零的虚拟变量。

Ａｉｊｐｔ为全要素生产率（ＴＦＰ）。在以往的很多研究

中，常常假定规模报酬是不变的，即α

ｉ

＋βｉ＝１，但是此假定是不是适合于企业层面的函数估计并不确定（ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００６），因此本文对此不作限制。假定全要素生产率由以下函数形式决定：

ｌｎＡｉｊｐｔ＝γＦｏｒ＿ｊｐｔ＋Ｘｉｊｐｔ＋εｆ＋εｉｊｐｔ（４）

其中，Ｆｏｒ

＿ｊｐｔ

为反映ＦＤＩ企业对内资企业技术

溢出的变量指标，以反映技术溢出的不同途径（ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００６）；系数γ的大小表示为外商直接投资

对内资企业技术外溢效应的大小；Ｘ

ｉｊｐｔ

为一系列控制变量，如企业规模、研发投入（Ｒ＆Ｄ）等。众多研究表明，企业规模是生产率提高的重要源泉，规模大的企业的生产率水平高于规模小的企业。加之，在中国的外资企业中有相当一部分为跨国大企业在国内的独资或合资公司，这类企业具有规模优势，如果在模型中不控制企业规模对生产率的影响，那么系数γ会得到高估。因此，在模型中控制企业规模的影响是必要的。

在估计外商直接投资的技术外溢效应时，需考虑那些既影响生产率又影响外商直接投资比重且又观测不到的因素③，这些因素在模型（４）中包含在εｆ（ｆ代表企业、行业、省份、地区④及时间）中，它既包

括不随时间变化的固定影响（ε

ｉ

、εｊ、εｐ、εｓ）又包括随

时间变化的因素的影响（ε

ｉｔ

、εｊｔ、εｐｔ、εｓｔ）。在本文中，这些非观测效应可以理解为企业的平均人力资本水平、雇员能力、资本、管理技能，地区间不同的人力资本水平、区位优势、地区壁垒、行业特征以及随时间变化的因素如政策因素等。虽然部分非观测效应在样本期间内基本上保持不变，但是这些非观测效应在一定程度上与企业的生产率有很大的联系。例如，如果一个地区的人力资本水平比较高，那么处在该地区的企业的平均生产率水平应该会高于那些处在人力资本水平较低的地区的企业。同时，这些非观测因素与外商直接投资比重可能会存在较强的联系。例如，外资企业通常会选择那些人力资本水平高的沿海开放地区投资，也倾向于在生产率水平高的行业，如机械设备制造以及电子、办公产品制造等行业投资。同时，由于这些行业本身拥有较高的生产率水平，外资企业进入后，会发挥其规模和技术优势使得生产率水平变得更高。因此，很难区分是较高的生产率水平是由行业本身造成的还是由外资的进入所造成的。正如Ａｉｔｋｅｎ和Ｈａｒｒｉｓｏｎ（１９９９）所说的，如果外资企业选择了那些生产率高的行业投资，那么即使外资没发生技术外溢，也可能会发现外资与生产率之间存在正的相关关系，如果是这样，那么会高估外商直接投资的技术外溢效应。因此，在利用模型（４）考察外商直接投资对内资企业的技术外溢影响时，必须控制这些非观测固定影响。如果不考虑这些随时间变化且与解

释变量相关的非观测因素的影响，那么在利用面板ＯＬＳ估计时将会得到有偏且非一致的估计量。只有把这些非观测效应从随机误差项中剔除，才能假定诸解释变量都是严格外生的。

基于以上考虑，建立由行业、地区等的虚拟变量来控制这些非观测效应的估计方程，如下所示：ｌｎＡｉｊｐｔ＝γＦｏｒ＿ｊｐｔ＋Ｘｉｊｐｔ＋Ｄｉ＋Ｄｊｔ＋Ｄｓｔ＋εｉｊｐｔ（５）

其中ε

ｉｊｐｔ

为随机误差项（同模型（４））。在模型（５）中，通过包含企业的固定影响（Ｄｉ）可以完全吸收那些在企业、行业、省份或地区层面上不随时间变

化的影响（ε

ｉ

、εｊ、εｐ）；变量Ｄｊｔ（三位数分类行业的虚拟变量与时间虚拟变量的交叉项）可以完全吸收行

业特征随时间变化的影响（ε

ｊｔ

）。同样的，变量Ｄｓｔ（地区虚拟变量与时间虚拟变量的交叉项）可以解释那

些不同地区间随时间变化的影响（ε

ｓｔ

），例如，在本文中按照区位把３１个省市自治区划分为东部、中

部和西部３个部分，因此，Ｄ

ｓｔ

可以解释如西部大开发、中部崛起政策等一系列随时间变化的因素的影响。在理论上，还应该考虑不同省份间随时间变化

的影响（ε

ｐｔ

），从而避免有偏估计。然而，本文在构建反映ＦＤＩ企业对内资企业技术溢出的变量指标（Ｆｏｒ＿ｊｐｔ）时是以省份为单位的，如果在模型中再包含进省份与时间的交叉项会造成多重共线性，因此在模型（５）中不再考虑省份间随时间变化的影响⑤。

除此以外，异方差性也是估计过程中需要解决的问题。虽然异方差性并不会导致系数的ＯＬＳ估计量有偏或不一致，但是估计量的方差在没有同方差假定的条件下是有偏的，而变量的标准误是以这些方差为基础的，所以普通的面板ＯＬＳ估计得到的标准误不能作为判断变量是否统计显著的依据，为此本文给出了通过利用聚类调整得到的各个变量的异方差稳健性标准误，以此作为判断变量是否统计显著的标准。

三、数据和变量描述

（一）数据来源

本文所用到的数据来源于国家统计局的《工业企业统计年报》（１９９９，２０００，２００１，２００２）。样本期间为１９９８￣２００１年。由于部分企业的数据存在如代码错误、统计数据异常、数据缺失以及数据不完整等

问题，因此把此类企业的数据从样本中剔除，经过整理，得到了包含８３９６个内资企业和５８９５个外资企业共有５７１６４个观测值的平衡面板数据集（ｂａｌ－ａｎｃｅｄｐａｎｅｌｄａｔａ）。该数据集涵盖了包括食品加工业、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和仪器仪表及文化办公设备制造业共计９个二位数分类的行业。其中，每个企业的数据均统计到４位数分类行业。指标主要包括：工业总产值（包括现价和不变价）、工业增加值（现价）、工业销售产值、出口交货值、中间品投入量、年平均从业人员人数（人）、生产经营用固定资产、固定资产本年折旧、固定资产净值年平均余额、研究开发费（Ｒ＆Ｄ）、职工教育费、应付工资总额、应付福利费、办公费、养老保险与医疗保险费、劳动和待业保险费、以及国有控股情况等。各个省份的固定资产投资价格指数从“中国经济信息网数据库”中得到；如无特别说明，各个指标的数据均是按当年现价统计。

（二）变量描述

关于ＦＤＩ企业技术溢出效应的体现指标，已有研究通常使用外资份额指标，在近期的研究中，被广泛应用的测度外资份额的指标有：外资企业职工占总职工数的比重（Ｌｉｕｅｔａｌ．，２０００；Ｂｕｃｋｌｅｙｅｔａｌ．，２００２）、外资企业投资占总投资额的比重（Ｌｉｕｅｔａｌ．，２００１；ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００１；Ｂｕｃｋｌｅｙｅｔａｌ．，２００２）、外资的总产出（或增加值）占总产出（或增加值）的比重（Ｋｏｋｋｏｅｔａｌ．，１９９６；Ｋｏｎｉｎｇｓ，２００１）、外资企业销售额占总销售额的比重（Ｋａｔｈｕｒｉａ，２００２）、外资企业固定资本占总固定资本的比重（ＨａｄｄａｄａｎｄＨａｒｒｉｓｏｎ，１９９３）、外资企业的Ｒ＆Ｄ投资比重（ＦｅｉｎｂｅｒｇａｎｄＭａｊｕｍｄａｒ，２００１）、利用职工人数加权的外资参股比重（ＡｉｔｋｅｎａｎｄＨａｒｒｉｓｏｎ，１９９９）以及利用销售额加权的外资参股比重（ＨｕａｎｄＪｅｆｆｅｒｓｏｎ，２００２）等。由于不同的指标可以反映出ＦＤＩ企业对内资企业溢出的不同途径（Ｌｉｕｅｔａｌ．，２０００；ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００６），如以外资企业职工占总职工数的比重来反映ＦＤＩ企业对内资企业的溢出效应时，可以认为外商直接投资对内资企业的外溢效应主要是通过员工在外资企业和内资企业间的流动以及员工间的传染效应（或培训效应）实现的。因为外资企业通常比当地企业给与员工更多的技能培训，而当外资企业员工流动到内资企业工作后，会把外资企业中先进的技术、管理经验等带到国内企业，从而有助于提高国内企业的生产率水平；同样的，如以外资企业销售额占总销售额的比重来反映ＦＤＩ企业对内资企业的溢出效应时，这可从竞争效应和示范效应途径反映ＦＤＩ企业对内资企业的技术外溢，一方面，外资企业进入国内市场后，会打破原有的市场均衡状态，与东道国企业争夺有限的市场资源，加大了市场竞争，刺激当地厂商更加有效地使用现有的资源，从而推动当地技术水平的提高；另一方面，外资企业在产品的销售过程中，内资企业可以从外资企业技术含量较高的产品以及先进的销售策略中获得知识外溢，从而提高自身的生产率水平。为了分析我国ＦＤＩ企业对内资企业技术溢出的不同途径，本文借鉴Ｗｅｉ和Ｌｉｕ（２００６）及许和连等（２００７）的做法，选取了目前应用最广泛的两类测度ＦＤＩ企业对内资企业溢出的变量指标：外资企业年平均职工人数占某地区（或某行业）的年平均职工总人数的比重和外资企业年销售总额占某地区（或某行业）的年销售总额的比重，以此考察外商直接投资企业对内资企业技术溢出的不同途径。

同时，由于缺乏微观企业的数据，此前的众多研究文献均是基于国家、地区或者行业层面，而对于我国ＦＤＩ的外溢效应是发生在同一个行业的地区内还是地区间、是在本地区的行业内还是在本地区的行业间，笔者还没有发现相关研究文献。本文利用的是包含３１个省、市、自治区且细分到４位数分类行业的包含１４２９１个微观企业的面板数据，因此使得考察外商直接投资在地区间、行业间以及地区内、行业内的技术外溢效应成为了可能。为此，本文分别利用外企企业年平均职工人数所占比重（ＦＳＰ＿Ｌｋ，ｋ＝１，２，３）和外企企业销售产值所占比重（ＦＳＰ＿Ｓｋ，ｋ＝１，２，３）构建了两类测度外资份额的指标，并按照省份、二位数分以及三位数分类行业标准把每类指标细分成３部分，重点考察ＦＤＩ在某行业地区内、地区间以及本地区行业间（本地区行业间指的是二位数分类行业所包含的三位数行业间，刨除该企业所在的三位数分类行业）的技术外溢⑥。

变量的具体定义如下：

ＦＳＰ＿Ｌ１：为一个地区某三位数分类行业外资企

业年平均职工人数占该地区该行业所有职

工人数的比重。ＦＳＰ＿

Ｌ１

的系数可看作是本地区三位数分类行业内的技术外溢。

ＦＳＰ＿Ｌ２：为一个地区某二位数分类行业（但刨除了该企业所在的三位数分类行业）外资企业年平均职工人数占该地区该行业

所有职工人数的比重。ＦＳＰ＿

Ｌ１

的系数可看作是行业间的技术外溢（即该二位数行业所辖的三位数行业间）。

ＦＳＰ＿Ｌ３：为其他地区（除本地区外的其他所有地区）某三位数分类行业中外资企业年平均职工人数占其他地区该行业中所

有职工人数的比重。ＦＳＰ＿

Ｌ３

的系数可看作是在某行业内不同地区间的技术外溢。

相应的，ＦＳＰ＿

Ｓ１

表示一个地区某三位数分类行业外资企业年销售产值占该地区该行业总销售产值的比重（也可以认为这是外资企业在该地区该行业内所占的市场

份额）；ＦＳＰ＿

Ｓ２

表示一个地区某二位数分类行业（但刨除了该企业所在的三位数分类行业）外资企业年销售产值占该地区该行

业总销售产值的比重；ＦＳＰ＿

Ｓ３

表示其他地区（除本地区外的其他所有地区）某三位数分类行业中外资企业年销售产值占其他地区该行业总销售产值的比重。

表１给出了两类外资变量的Ｓｐｅａｒｍａｎ相关系数⑦。通过Ｓｐｅａｒｍａｎ相关系数矩阵表可以看出，本文所选取的两类外资变量指标之间存在较强的相关关系，同时也说明了这两类指标均有较强的代表性。

其他变量的定义如下：

产出（Ｙ）：用不变价的工业增加值表示。在本文的数据集中并没有提供不变价的工业增加值，但提供了不变价的工业总产值和现价的工业总产值，因此可以通过不变价的总产值与现价总产值的比值得到工业增加值的平减指数，从而得到不变价的工业增加值。

资本（Ｋ）：为固定资产存量。由于本文所用的数据集中没有提供企业固定资产存量的数据，但是提供了固定资产净值年平均余额的数据，考虑到数据的可获得性问题，因此本文在分析中用固定资产净值年平均余额⑧作为固定资本存量的替代指标，并利用固定资产投资价格指数作了调整。

劳动力（Ｌ）：用每个企业年平均职工人数表示⑨。

企业规模（Ｓｃａｌｅ）：现有的文献中，应用较广泛的测度企业规模的指标主要有：企业拥有的职工人数（Ｒ．Ｅ．ＬｉｐｓｅｙａｎｄＦ．Ｓｊｏｈｏｌｍ，２００４）、企业的产出与该行业的平均产出的比值（Ｇｉｒｍａ，ＧｒｅｅｎａｗａｙａｎｄＷａｋｅｌｉｎ，２００１）等。在本文中，我们采用Ｇｉｒｍａ，Ｇｒｅｅｎａｗａｙ和Ｗａｋｅｌｉｎ（２００１）的做法，把每个企业的总产值与该企业所在的二位数分类行业的平均总产值的比值作为企业规模的代理指标。

研发（Ｒ＆Ｄ）：目前衡量研发的指标主要有３种：无形资产、专利数和研发投入。由于本文的数据集没有提供专利数，同时，在利用无形资产作为Ｒ＆Ｄ的代理指标时，只能部分的解释Ｒ＆Ｄ所带来的生产率增长（ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００６）。因此，本文中把研发投入作为Ｒ＆Ｄ的代理指标。与产出（Ｙ）的处理方法类似，利用不变价的工业总产值与现价工业总产值的比值得到平减指数，进而得到不变价的研发投入。

变量的描述见表２。

四、估计结果及分析

正如前文所述，由于不同的指标反映了ＦＤＩ企业对内资企业溢出的不同途径（Ｌｉｕｅｔａｌ．，２０００；ＷｅｉａｎｄＬｉｕ，２００６），因此在实证检验的过程中，本文选取了２个度量指标，一是用外资企业年平均职工总人数占（行业或地区）比重，这可以从人员培训或流动溢出效应途径来反映ＦＤＩ企业对内资企业的技术溢出；二是用外资企业销售

额占（行业或地区）比重，这可以从竞争效应和示范效应途径反映ＦＤＩ企业对内资企业的技术溢出。

（一）利用外资企业年平均职工总人数所占比重来反映ＦＤＩ企业对内资企业的溢出效应

由于外资企业倾向于生产率水平高的行业，而这些行业在外资进入后由于外溢效应的存在，生产率水平会变得更高，这会造成变量的内生性问题。本文采用Ｂａｌｔａｇｉ（１９９５）、Ｗｅｉ和Ｌｉｕ（２００６）、ＺｈｉｑｉａｎｇＬｉｕ（２００６）等的做法，把相关解释变量增加滞后一期，从而尽可能减少内生性所带来的影响。根据模型（５），我们给出了相应的估计结果（见表３）。

由于企业规模是生产率提高的重要源泉，规模大的企业比规模小的企业具有明显的规模优势。在表３Ａ的估计结果中，Ｓｃａｌｅ的系数均在１％的显著性水平下显著，这说明在其他因素不变的情况下，规模较大的企业会比规模较小的企业拥有更高的生产率水平，同时也证明在估计外资企业对内资企业的技术外溢时控制企业规模的影响是十分必要的。同样的，在表３的不同的估计模型中，变量ＬｎＲ＆Ｄ的系数变化不大，且均在１％的显著性水平下显著，这说明研发投入的多少也显著影响了企业的生产率水平，符合理论预期。

在表３的估计结果中，外资变量ＦＳＰ＿

Ｌ１

的系数在统计上不显著，表明了在本地区同一个三位数分类行业内，前期的外商直接投资对内资企业的技术

外溢不显著。同样的，外资变量ＦＳＰ＿

Ｌ３

的系数在１０％的显著性水平下不显著，这表明上一年度同一行业内其他省份的外商直接投资对于本地区本行业的内资企业没有明显的外溢效应。

与ＦＳＰ＿

Ｌ１

及ＦＳＰ＿

Ｌ３

对内资企业的影响不同，在表３Ａ前４列的估计结果中，虽然在考虑了行业×时

间、地区×时间的影响后，变量ＦＳＰ＿

Ｌ２

的系数有所减小，但是均在５％的显著性水平下显著，这说明在本地区二位数分类行业内（或者说在该二位数分类行业所辖的三位数行业间）存在明显的技术外溢。在

表３Ａ中，变量ＦＳＰ＿

Ｌ２

的系数在０．３８７到０．４７之间，这说明在本地区同一个二位数行业中，外资企业职工人数所占比重每增加１个百分点会使得内资企业的生产率水平提高约０．３８７％￣０．４７％，这反映了外商直接投资企业对内资企业存在明显的技术外溢效应。

在表３的前４列估计结果（结果３Ａ（１）、３Ａ

（２）、３Ａ（３）、３Ａ（４））中有一个

隐含的假定，即技术水平在不

同的行业间是不变的。然而，

由于不同的行业具有不同的

生产技术和产品性能要求，以

及不同的资本劳动密集程度

和不同的市场环境，因而由此

决定了不同的行业可能存在

不同的技术水平。为了反映技

术在不同行业间的变化，结果

３Ａ（５）￣３Ａ（８）的估计中考虑

了技术随行业不同而变化的

情况。从估计结果看，在考虑

了技术随行业变化的影响后，

变量ＦＳＰ＿

Ｌ１

和ＦＳＰ＿

Ｌ３

的系数

仍不显著，而变量ＦＳＰ＿

Ｌ２

的

系数大小在不同的模型中变

化不大，且仍在５％的显著性

水平下显著，这不仅说明估计

结果是可靠的，同时也说明了

表３以外资企业年平均职工总人数所占比重的估计结果

注：＊表示１％的显著性水平，＊＊表示５％的显著性水平，＊＊＊表示１０％的显著性水平；括号里为通过聚类调整过的标准误；ＴＦＰ通过Ｃ－Ｄ生产函数估计得到，其中不限制规模报酬不变；第（５）、（６）、（７）、（８）列估计结果的因变量为考虑了技术随二位数分类行业的变化而变化得到的ＴＦＰ的对数；第（９）和第（１０）列估计结果的因变量为ＴＦＰ的增长率，且后者考虑了技术随行业的变化而变化；ＳＩＣ×Ｙｅａｒ表示三位数分类行业与时间的交叉项；数据样本为内资企业样本。

外商直接投资企业对内资企业的溢出效应不会随行业的变化而变得不稳定。在表３Ｂ中估计了当期的外商直接投资对内资企业的技术外溢效应。从结果中我们可以看出，当期的外商直接投资对于当期内资企业的技术外溢效应不显著，这说明当期内资企业生产率的增长主要是由企业自身随时间变化的因素所推动的，外商直接投资对内资企业的技术外溢需要一个过程才能实现。

通过前文的分析可以发现，外商直接投资对内资企业的技术外溢效应主要是发生在本地区三位数分类行业间，而Ｌｉｕ等（２０００）、Ｗｅｉ和Ｌｉｕ（２００６）指出以外资企业职工人数比表示的溢出指标主要是从人员培训或流动效应途径来反映ＦＤＩ企业对内资企业的技术溢出，这进一步说明通过人员的培训或流动是本地区三位数行业间外商直接投资企业对内资企业的技术溢出的重要途径。

事实上，跨国公司海外投资项目的有效运转，往往和当地人力资源的开发结合在一起，通常当地技术及管理人员和跨国公司总部派遣的专家一起工作；对当地人员进行培训；当地技术人员参与对技术、产品和工艺的改进工作甚至研发活动；高级管理人员了解、参与跨国公司全球网络的运作过程等。这部分经过外资企业培训的技术人员和管理人才在转到国内企业工作后，往往会给当地企业带来先进的生产技术和管理经验，从而大幅提高了当地企业的生产率水平（Ｆｏｓｆｕｒｉ、ＭｏｔｔａａｎｄＲｏｎｄｅ，２００１；ＧｌａｓｓａｎｄＳａｇｇｉ，２００２；Ｎ．ＣｒｅｓｐｏａｎｄＭ．Ｐ．Ｆｏｎｔｏｕｒａ，２００５等）。

相比之下，本地区某行业的外商直接

投资通过人员培训和流动这一途径对本

地区该行业的内资企业没有产生明显的

技术外溢效应。由于员工的工资标准和

工作环境是决定员工流动的重要因素，

表４估计了内资企业和外资企业在工资、

福利、保险以及培训上的差距。从表中可

以看出，外资企业为员工支付的人均工

资、人均福利费、人均办公费以及培训教

育费分别比内资企业高出约３８．９％、

２５％、８．１％和７．４％，这说明外资企业比内

资企业给员工提供了更高的工资、更高的

福利、更舒适的工作环境和更好的培训，源于种种待遇及工作环境方面的优势，使得外资企业的员工很难向内资企业流动，反而使得员工可能从内资企业向外资企业流入。Ｓｉｎａｎｉ和Ｍｅｙｅｒ（２００４）也曾指出，由于外资企业可能会通过提供高工资来吸引那些原本在内资企业工作的技术工人。因此，改变这一现状的根本措施是改革内资企业的用人机制，增强内资企业尤其是国有企业和集体企业政策灵活性。虽然外资企业能提供较高的工资、福利待遇，但是仍有其不利的方面，如竞争压力过大，职工养老及医疗保障相对不足（内资企业在人均劳动及待业保险和医疗保险方面分别比外资企业高出约５１．６％和９．４％，见表４）等。因此，内资企业可通过提高职工福利待遇，完善保障体系，增加职工归属感，及满足高级管理人员对非货币效用的追求等措施来吸引外资企业中的部分人员回流，从而促进和提高外资企业对内资企业技术和知识的外溢。

同时，本文的实证结果表明，其他省份某行业内的外商直接投资对于本地区该行业的内资企业没有产生明显的技术外溢。这主要是外商投资企业的人力资源流动的流向失衡（王振中，１９９５）以及在我国人才的流动的地域性特点，大量的技术人才和管理人才从内地涌入东部沿海发达地区，而对大多数内地省份而言，人才市场化配置水平较低，人才市场发育缓慢，规模小、信息不畅、服务手段落后等一系列问题使得人力资源在市场上无法达到合理化配置，人才大量涌出，造成了这些地区人才的短缺，以至于其他地区某行业的外商直接投资通过人员流动对本地区该行业的内资企业的溢出效应不

明显。同时，由于地区之间的距离因素以及各市场

和地区之间的壁垒也会妨碍这种跨地区的行业内的溢出。

（二）利用外资企业工业销售产值所占比重来反映ＦＤＩ企业对内资企业的溢出效应

同样的，为了尽可能的减少内生性所带来的影响，我们在模型中考虑了反映技术溢出变量的滞后一期，根据模型（５），我们得出了估计结果（见表５）。利用当期外资企业销售额所占比重作为外资变量的估计结果与表３Ｂ所反映出的结果类似，即内资企业生产率的增长主要是由企业自身随时间变化的因素所推动的，当期的外商直接投资对内资企业没有明显的技术溢出，外商直接投资企业对内资企业的技术外溢存在滞后效应。因此，在表５中不再给出相应的估计结果。

从表５Ａ中可以看出，变量ＦＳＰ＿

Ｓ１

系数在不同的估计模型中均不显著，这说明在本地区该三位数分类行业内，上一年度的外商直接投资对本年度内

资企业不存在显著的技术外溢。变量ＦＳＰ＿

Ｓ２

的系数为负，且至少在１０％的显著性水平显著。虽然系数在控制了行业、地区等随时间变化的影响后略有缩小，但变化不大，这说明在该地区该二位数分类行业内，外商直接投资对内资企业存在负的外溢效

应，在其他因素不变的情况下，如果上一年度的外资销售比重增加１个百分点，那么本年度内资企业的生产率水平会降低约０．２６３％￣０．３８７％。而ＦＳＰ＿

Ｓ３的系数至少在１０％的显著性水平下显著为正，这说明上一年度其他地区某行业的外商直接投资对于本年度本地区该行业的内资企业存在较显著的技术外溢。

进一步的分析发现，在考虑了三位数分类行业

与时间的交叉项后，变量ＦＳＰ＿

Ｓ３

的系数大小（表５第２、４、６、８列）是在不考虑随时间变化的影响（表５

第１列和第５列）时的两倍，这说明变量ＦＳＰ＿

Ｓ３

的系数对于某些行业中随时间的变化的因素比较敏感，以致于在考虑三位数行业与时间的交叉项后，系数出现较大幅度变动。因此，需要对估计结果作进一步检验。表５Ｂ给出了控制二位数分类行业与时间虚拟变量交叉项的估计结果。从结果中看出，在考虑了二位数分类行业随时间变化的影响后，变

量ＦＳＰ＿

Ｓ１

、ＦＳＰ＿Ｓ２的系数变化不大，对于变量ＦＳＰ＿Ｓ３，其系数大小在估计结果５Ｂ也较稳定。这说明相对于结果５Ａ而言，估计结果５Ｂ是可靠的。因

此，可以利用结果５Ｂ中变量ＦＳＰ＿

Ｓ３

的系数来解释

其他省份的外商直接投

资对本地区外资所在行

业内资企业的技术外溢

大小，变量ＦＳＰ＿

Ｓ３

的系

数在０．４８３与０．５０８之

间，且均在１０％的显著

行水平下显著为正，这

说明在其他因素不变的

情况下，如果上一年度

其他省份某行业内的外

商直接投资份额增加１

个百分点，那么本年度

本地区的内资企业的生

产率水平会提高约

０．４８３％￣０．５０８％。表５第

９列和第１０列结果估计

了外商直接投资对于内

资企业生产率增长率的

影响，但是实证结果

并

没有给出外商直接投资对内资企业的生产率的增长率有显著影响的证据。

如前所述，用外资企业销售额占（行业或地区）比重所体现的溢出指标，可以从竞争效应和示范效应途径反映ＦＤＩ企业对内资企业的技术外溢。正如Ｇｌｏｂｅｒｍａｎ（１９７９）、Ｄｕｎｎｉｎｇ（１９９３）等的研究所表明的，外资企业的进入打破了东道国，尤其是发展中东道国原有的国内市场平衡，加剧了市场竞争激烈程度，迫使当地企业加大研发投入，更有效率的利用资源，有利于东道国企业技术水平的提升。Ｗａｎｇ和Ｂｌｏｍｓｔｒｏｍ（１９９２）的研究证明由于溢出促进当地企业技术进步，缩小了两者之间的技术差距，而跨国企业为在竞争中维护其技术比较优势，被迫引进或开发新技术，从而导致新一轮的溢出。

然而，Ａｉｔｋｅｎ和Ｈａｒｒｉｓｏｎ（１９９９）及Ｋｏｋｋｏ（１９９２）也指出，当东道国企业的技术水平明显低于外资企业的技术水平时，东道国企业可能在与外资企业的竞争中处于不利地位；同时，如果外资企业市场份额过高的话，意味着内资企业市场竞争力很弱，此时内资企业不具备足够的吸收能力去吸取外资企业的技术外溢效应，但是如果外资企业在行业中占的比重相对较小，则由于其不能足够的对当地企业产生影响而使得溢出效应不明显（Ｋｏｋｋｏ，１９９６）。因此，外资企业的竞争是把“双刃剑”，它既能促进也能阻碍东道国企业生产率水平的增长，外商直接投资对内资企业是否存在显著的正的溢出效应要看两种效应博弈的结果如何，如果正效应大于负效应，那么外资的进入会促进内资企业生产率的增长，反之亦反。

在本地区的三位数分类行业内，外资企业的产品通常具有比内资企业更高的技术含量，这些产品在投放市场后会迅速占领本地区的市场，外资企业在本地区的市场份额也会迅速扩大。在此过程中，内资企业可以通过模仿、学习外资的先进的生产工艺或先进技术来提高自身的生产率水平，然而由于模仿、学习和创新的过程存在滞后性，因此使得内资企业在与当地外资企业的竞争中处于相对不利地位。Ａｉｔｋｅｎ和Ｈａｒｒｉｓｏｎ（１９９９）曾提出了“市场侵占”（Ｍａｒｋｅｔ－ｓｔｅａｌｉｎｇ）的假说来进行解释这种现象。他们认为外资企业市场份额的扩大是以牺牲当地企业为代价的，它会迫使内资企业的产量减少，从而成本提高，结果导致内资企业从外商直接投资中得到的外溢效应有限。这也是估计结果在统计上表现出本地区行业内外商直接投资技术外溢并不明显的原因。

同样的情形也发生在同一地区的二位数行业内（或者说该二位数行业所辖的多个三位数分类行业间）。从估计结果中可以看出，在本地区的二位数分类行业内，外商直接投资对内资企业存在负的溢出效应。我们认为，内外资企业竞争的相对不公平，加之在二位数行业内，不同的三位数行业间生产的产品多为替代型产品，外资企业销售的替代产品越多，所占市场份额越大，对内资企业的冲击也就越大。因此，在统计上发现外商直接投资通过示范效应和竞争效应这类渠道对内资企业的外溢效应为负。正如许和连等（２００７）利用中国１９９９￣２００３年３５个工业行业的Ｐａｎｅｌ数据的研究所表明，行业中来自于ＦＤＩ企业的竞争压力过高或过低均不利于ＦＤＩ企业有效的对当地企业产生积极的技术溢出效应。

五、主要结论及政策建议

本研究利用中国制造业１４，２９１家企业（其中内资企业８３９６家，外资企业５８９５家）１９９８￣２００１年的面板数据，使用两类反映ＦＤＩ企业对内资企业技术溢出的变量指标，并利用固定效应估计控制了企业、行业、地区不随时间变化的影响，以及通过包含行业、地区与时间的交叉项控制了随时间变化的因素的影响，考察了行业内、行业间以及地区间外商直接投资对内资企业的溢出效应，得出以下主要结论：（１）外商直接投资企业通过员工流动以及人员培训效应对内资企业产生的技术外溢主要发生在本地区二位数行业所覆盖的三位数行业间；在本地区的三位数行业内，由于外资企业比内资企业具有较高的工资、较好的培训以及工作环境，使得外资企业的员工很难向国内企业流动，甚至吸引了部分员工从内资企业流向外资企业，因此外商直接投资企业对内资企业的溢出效应不明显。此外，由于我国劳动力流动的地域性特点使得地区间的外商直接投资企业对内资企业通过人员流动以及培训效应所带来的外溢效应不明显。

（２）外商直接投资企业通过示范效应或竞争效应对内资企业产生的溢出效应主要发生在地区之

间的三位数行业内。与之不同，本地区三位数行业的外商直接投资企业对该地区该行业内资企业的溢出效应不明显。同时，由于二位数行业所辖的三位数分类行业间生产的产品存在较大的替代性，同时又面临外资企业与内资企业的直接竞争，因此外资企业市场份额的扩大在一定程度上抑制了该行业当地企业生产率水平的提高。

（３）两类反映ＦＤＩ企业对内资企业溢出的变量指标，在每一类指标按照地区和三位数行业分类标准细分的基础上，均说明了一个重要的结论：在行业内，没有发现明显的外溢效应；在行业间，外资企业通过人员培训效应或人员的流动对内资企业产生了积极的技术外溢；在地区间，外资企业通过示范效应和竞争效应对内资企业产生了明显的外溢效应。总之，随着我国引进外资步伐的加快，引资规模的逐步扩大，外资质量的不断提高，内资企业正在逐步的通过外商直接投资的知识和技术外溢来提高自身的生产率水平。

基于以上结论，我们认为以下几点政策建议值得考虑：第一，一如既往的引进外资，积极发挥ＦＤＩ通过技术溢出对我国技术进步的提升作用。第二，进一步提高国内企业（特别是国有企业和集体企业）员工的福利待遇，完善保障体系，增加员工归属感，改善员工工作环境，以此促进外资企业员工到国内企业就业和工作，通过这种人员的流动来带动ＦＤＩ企业对国内企业的技术溢出；提高人才的市场化配置水平，采取相关鼓励政策促使劳动力尤其是技术型人才到中西部地区就业，通过人员在地区之间的流动带动ＦＤＩ企业在地区之间的技术溢出。第三，在积极引资过程中，不能只求ＦＤＩ的数量，更要注重ＦＤＩ的质量，充分发挥ＦＤＩ企业通过示范效应和竞争效应对内资企业的技术溢出。

（作者单位：湖南大学经济与贸易学院；责任编辑：蒋东生）

注释

①本文按照国家工商总局有关规定，把外资（包括港澳台投资和其他外国投资）股本占公司注册资本的比例小于２５％企业作为内资企业。

②本文的假定之一是技术水平在２位数分类行业层面上不同。

③Ｗｏｏｌｄｒｉｄｇｅ（２００３）把这些观测不到的效应称之为非观测厂商效应或厂商固定效应。

④划分为３个地区，东部、中部和西部，具体划分可参阅许和连、亓朋和祝树金（２００６）。

⑤实际上，在模型中包含了地区与时间虚拟变量已经可以部分的捕获省份间随时间变化的影响。

⑥此处，一个暗含的假定是其他的二位数分类行业的外商直接投资对本行业的外溢效应不明显；当然，这种假定有其弊端，如在计算机、仪器仪表等的运用可能会提高某些行业的生产率水平，下文对此作了分析。

⑦由于在简单的相关分析中，要求数据ｘ和ｙ均服从正态分布，但是对于那些不能满足正态分布的数据之间的相关分析应采用非参数相关分析，通常采用秩相关分析，即：Ｓｐｅａｒｍａｎ相关分析法。

⑧固定资产净值年平均余额指工业企业在报告年度内全部固定资产净值（固定资产减去折旧）的平均余额；公式为：固定资产净值年平均余额＝（１至１２月月初固定资产净值余额＋１至１２月月末固定资产净值余额）／２４。利用固定资产净值年平均余额代替固定资产存量，除了对ＣＤ生产函数中变量的估计系数的大小有影响之外，对论文的最终估计结果及结论没有影响。

⑨Ｍｏｒｅｔｔｉ（２００４）曾把劳动力分为受过大学教育并参加生产活动、受过大学教育不参加生产活动、没受过大学教育参加生产等几类，受数据的限制，此处不作细分。

参考文献

（１）陈涛涛、陈娇：《行业增长因素与我国ＦＤＩ行业内溢出效应》，《经济研究》，２００６年第６期。

（２）仝月婷、胡又欣：《外商直接投资的生产率溢出效应：对中国制造业的实证研究》，《经济学报》，清华大学出版社，２００５年第１卷第２辑。

（３）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。

（４）沈坤荣：《外国直接投资与中国经济增长》，《管理世界》，１９９９年第５期。

（５）王振中：《中国“三资企业”的工资收入及人力资源配置》，《经济研究》，１９９５年第９期。

（６）许和连、魏颖绮、赖明勇、王晨刚：《外商直接投资的后向链接溢出效应研究》，《管理世界》，２００７年第５期。

（７）许和连、亓朋、祝树金：《贸易开放度、人力资本与全要素生产率：基于中国省际面板数据的经验分析》，《世界经济》，２００６年第１２期。

（８）Ａｉｔｋｅｎ，Ｂ．Ｊ．ａｎｄＨａｒｒｉｓｏｎ，Ａ．Ｅ．，１９９９，“ＤｏＤｏｍｅｓｔｉｃｆｉｒｍｓＢｅｎｅｆｉｔｆｒｏｍＤｉｒｅｃｔＦｏｒｅｉｇｎＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ？ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＶｅｎｅｚｕｅｌａ”，ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，８９（３），ｐｐ．６０５￣６１８．（９）ＢａｌａｓｕｂｒａｍａｎｙａｍＹ．，ＳａｌｉｓｕＭ．，ＳａｐｆｏｒｄＤ．，１９９６，“Ｆｏｒ－ｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＧｒｏｗｔｈｉｎＥＰａｎｄＩＳＣｏｕｎｔｒｉｅｓ”，Ｅ－ｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ，１０６．ｐｐ．９２￣１０５．

（１０）Ｂｕｃｋｌｅｙ，Ｐ．Ｊ．，Ｃｌｅｇｇ，Ｊ．ａｎｄＷａｎｇ，Ｃ．，２００２，“ＴｈｅＩｍ－ｐａｃｔｏｆＩｎｗａｒｄＦＤＩｏｎｔｈｅＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｏｆＣｈｉｎｅｓｅＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＦｉｒｍｓ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓＳｔｕｄｉｅｓ，３３（４），ｐｐ．６３７￣６５５．

（１１）Ｃａｖｅｓ，Ｒ．，１９７４，“ＭｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌＦｉｒｍｓ，ＣｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎＨｏｓｔＣｏｕｎｔｒｙＭａｒｋｅｔｓ”，Ｅｃｏｎｏｍｉｃａ，４１（１６２），ｐｐ．１７６￣１９３．

（１２）Ｃｒｅｓｐｏ，Ｎ．ａｎｄＭ．Ｐ．Ｆｏｎｔｏｕｒａ，２００５，“ＤｅｔｅｒｍｉｎｉｎａｎｔＦａｃｔｏｒｓｏｆＦＤＩＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ－ｗｈａｔＤｏＷｅＲｅａｌｌｙＫｎｏｗ？”，ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒｓＮｏ．２００５／０６，ＤｅｐａｒｔｍｅｎｔｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＩｎｓｔｉｔｕｔｅｆｏｒＥｃｏ－ｎｏｍｉｃｓａｎｄＢｕｓｉｎｅｓｓＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＴｅｃｈｎｉｃａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＬｉｓ－ｂｏａ．

（１３）ＤｕｎｎｉｎｇＪ．，１９９３，“ＭｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓａｎｄｔｈｅＧｌｏｂａｌＥｃｏｎｏｍｙ”，Ｒｅａｄｉｎｇ：Ａｄｄｉｓｏｎ－ＷｅｓｌｅｙＰｕｂｌ．Ｃｏ．（１４）Ｆｅｉｎｂｅｒｇ，Ｓ．Ｅ．ａｎｄＭａｊｕｍｄａｒ，Ｓ．Ｋ．，２００１，“Ｔｅｃｈｎｏｌｏ－

ｇｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔｉｎｔｈｅＩｎｄｉａｎＰｈａｒ－ｍａｃｅｕｔｉｃａｌＩｎｄｕｓｔｒｙ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓＳｔｕｄｉｅｓ，３２（３），ｐｐ．４２１￣４３７．

（１５）Ｆｉｎｄｌａｙ，Ｒ．，１９７８，“ＲｅｌａｔｉｖｅＢａｃｋｗａｒｄｎｅｓｓ，ＤｉｒｅｃｔＦｏｒ－ｅｉｇｎＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄｔｈｅＴｒａｎｓｆｅｒｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ：ＡＳｉｍｐｌｅＤｙ－ｎａｍｉｃＭｏｄｅｌ”，ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，９２，ｐｐ．１￣１６．（１６）Ｆｏｓｆｕｒｉ，Ａｎｄｒｅａ；ＭａｓｓｉｍｏＭｏｔｔａａｎｄＴｈｏｍａｓＲｏｎｄｅ，２００１，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｍｅｎｔａｎｄＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓＴｈｒｏｕｇｈＷｏｒｋｅｒｓ’Ｍｏ－ｂｉｌｉｔｙ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，５３，ｐｐ．２０５￣２２２．（１７）Ｇｉｒｍａ，Ｓｏｕｒａｆｅｌ；ＤａｖｉｄＧｒｅｅｎａｗａｙａｎｄＫａｔｈａｒｉｎｅＷａｋｅ－ｌｉｎ，２００１，“ＷｈｏｂｅｎｅｆｉｔｓｆｒｏｍＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔｉｎｔｈｅＵＫ？”，ＳｃｏｔｔｉｓｈＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌＥｃｏｎｏｍｙ，４８，ｐｐ．１１９￣１３３．（１８）Ｇｌａｓｓ，ＡｍｙａｎｄＫａｍａｌＳａｇｇｉ，２００２，“ＭｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌＦｉｒｍｓａｎｄＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＴｒａｎｓｆｅｒ”，ＳｃａｎｄｉｎａｖｉａｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１０４，ｐｐ．４９５￣５１４．

（１９）ＧｌｏｂｅｒｍａｎＳ．，１９７９，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＳｐｉｌｌｏｖｅｒＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙＢｅｎｅｆｉｔｓｉｎＣａｎａｄｉａｎＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＩｎｄｕｓ－ｔｒｉｅｓ”，ＣａｎａｄｉａｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１２，ｐｐ．４２￣５６．

（２０）Ｇｏｒｇ，Ｈ．ａｎｄＳｔｒｏｂｌ，Ｅ．，２００１，“ＭｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌＣｏｍｐａ－ｎｉｅｓａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ：ＡＭｅｔａ－ａｎａｌｙｓｉｓ”，ＥｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ，１１１（４７５），ｐｐ．７２３￣７３９．

（２１）Ｈａｄｄａｄ，Ｍ．ａｎｄＨａｒｒｉｓｏｎ，Ａ．，１９９３，“ＡｒｅＴｈｅｒｅＰｏｓｉ－ｔｉｖｅＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＤｉｒｅｃｔＦｏｒｅｉｇｎＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ？ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＰａｎｅｌＤａｔａｆｏｒＭｏｒｏｃｃｏ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，４２（１），ｐｐ．５１￣７４．

（２２）Ｈｕ，Ａ．Ｇ．Ｚ．ａｎｄＪｅｆｆｅｒｓｏｎ，Ｇ．Ｈ．，２００２，“ＦＤＩＩｍｐａｃｔａｎｄＳｐｉｌｌｏｖｅｒ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＣｈｉｎａ’ｓＥｌｅｃｔｒｏｎｉｃａｎｄＴｅｘｔｉｌｅＩｎ－ｄｕｓｔｒｉｅｓ”，ＴｈｅＷｏｒｌｄＥｃｏｎｏｍｙ，２５（８），ｐｐ．１０６３￣１０７６．（２３）Ｋａｔｈｕｒｉａ，Ｖ．，２００２，“Ｌｉｂｅｒａｌｉｓａｔｉｏｎ，ＦＤＩａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖ－ｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ：ＡｎＡｎａｌｙｓｉｓｏｆＩｎｄｉａｎＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＦｉｒｍｓ”，Ｏｘ－ｆｏｒｄＥｃｏｎｏｍｉｃＰａｐｅｒｓ，５４（４），ｐｐ．６８８￣７１８．

（２４）Ｋｏｋｋｏ，Ａ．，Ｔａｎｓｉｎｉ，Ｒ．ａｎｄＺｅｊａｎ，Ｍ．Ｃ．，１９９６，“ＬｏｃａｌＴｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌＣａｐａｂｉｌｉｔｙａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＦＤＩｉｎｔｈｅＵｒｕｇｕａｙａｎＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＳｅｃｔｏｒ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＳｔｕｄｉｅｓ，３２（４），ｐｐ．６０２￣６１１．

（２５）ＫｏｋｋｏＡ．，１９９６，“ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＣｏｍｐｅｔｉ－ｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎＬｏｃａｌＦｉｒｍｓａｎｄＦｏｒｅｉｇｎＡｆｆｉｌｉａｔｅｓ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎ－ｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，８，ｐｐ．５１７￣３０．

（２６）ＫｏｋｋｏＡ．，１９９２，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ，ＨｏｓｔＣｏｕｎｔｒｙＣｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓａｎｄＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ”，ＴｈｅＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｓｅａｒｃｈＩｎｓｔｉｔｕｔｅ，Ｓｔｏｃｋｈｏｌｍ．

（２７）Ｋｏｎｉｎｇｓ，Ｊ．，２００１，“ＴｈｅＥｆｆｅｃｔｓｏｆＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎ－ｖｅｓｔｍｅｎｔｏｎＤｏｍｅｓｔｉｃＦｉｒｍｓ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＦｉｒｍ－ｌｅｖｅｌＰａｎｅｌＤａ－ｔａｉｎＥｍｅｒｇｉｎｇＥｃｏｎｏｍｉｅｓ”，ＥｃｏｎｏｍｉｃｓｏｆＴｒａｎｓｉｔｉｏｎ，９（３），ｐｐ．６１９￣６３３．

（２８）Ｌｉｐｓｅｙ，Ｒ．＆Ｓｊ"ｈｏｌｍ，Ｆ．，２００４，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎ－ｖｅｓｔｍｅｎｔ，ＥｄｕｃａｔｉｏｎａｎｄＷａｇｅｓｉｎＩｎｄｏｎｅｓｉａｎＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，７３，ｐｐ．４１５￣４２２．

（２９）Ｌｉ，Ｘｉａｏｙｉｎｇ，ＸｉａｍｉｎｇＬｉｕａｎｄＤａｖｉｄＰａｒｋｅｒ，２００１，“Ｆｏｒ－ｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｉｎｔｈｅＣｈｉｎｅｓｅＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＳｅｃｔｏｒ”，ＥｃｏｎｏｍｉｃＳｙｓｔｅｍｓ，２５，ｐｐ．３０５￣３２１．（３０）Ｌｉｕ，Ｘ．，Ｓｉｌｅｒ，Ｐ．，Ｗａｎｇ，Ｃ．ａｎｄＷｅｉ，Ｙ．，２０００，“Ｐｒｏｄｕｃ－ｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＵＫｉｎｄｕｓｔｒｙＬｅｖｅｌＰａｎｅｌＤａｔａ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓＳｔｕｄｉｅｓ，３１（３），ｐｐ．４０７￣４２５．

（３１Ｌｉｕ，Ｘ．，Ｐａｒｋｅｒ，Ｄ．，Ｖａｉｄｙａ，Ｋ．ａｎｄＷｅｉ，Ｙ．２００１，“ＴｈｅＩｍｐａｃｔｏｆＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔｏｎＬａｂｏｕｒＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｉｎｔｈｅＣｈｉｎｅｓｅＥｌｅｃｔｒｏｎｉｃｓＩｎｄｕｓｔｒｙ”，ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅ－ｖｉｅｗ，１０（４），ｐｐ．４２１￣４３９．

（３２）ＬｉｕＺｈｉｑｉａｎｇ，２００６，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ：ＴｈｅｏｒｙａｎｄＥｖｉｄｅｎｃｅ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＤｅｖｅｌ－ｏｐｍｅｎｔＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＡｒｔｉｃｌｅｉｎＰｒｅｓｓ，Ｄｅｖｅｃ－０１２６７．

（３３）Ｍｏｒｅｔｔｉ，Ｅｎｒｉｃｏ，２００４，“Ｗｏｒｋｅｒｓ’Ｅｄｕｃａｔｉｏｎ，Ｓｐｉｌｌｏｖｅｒｓ，ａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＰｌａｎｔ－ＬｅｖｅｌＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＦｕｎｃ－ｔｉｏｎｓ”，ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，９４（３），ｐｐ．６５６￣６９０．（３４）Ｓｉｎａｎｉ，Ｅ．ａｎｄＫ．Ｅ．Ｍｅｙｅｒ，２００４，“ＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｏｆＴｅｃｈ－ｎｏｌｏｇｙＴｒａｎｓｆｅｒｆｒｏｍＦＤＩ：ＴｈｅＣａｓｅｏｆＥｓｔｏｎｉａ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｏｍ－ｐａｒａｔｉｖｅＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，３２，ｐｐ．４４５￣４６６．

（３５）Ｗａｌｚ，Ｕ．，１９９７，“Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ，ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＧｒｏｗｔｈ”，Ｅｃｏｎｏｍｉｃａ，６４，ｐｐ．６３￣７９．

（３６）ＷａｎｇＪ．ａｎｄＭ．Ｂｌｏｍｓｔｒｏｍ，１９９２，“ＦｏｒｅｉｇｎＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＴｒａｎｓｆｅｒ，ＡＳｉｍｐｌｅＭｏｄｅｌ”，ＥｕｒｏｐｅａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，３６，ｐｐ．１３７￣１５５．

（３７）Ｗｅｉ，Ｙ．ａｎｄＬｉｕ，Ｘ．，２００１，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔｉｎＣｈｉｎａ：ＤｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓａｎｄＩｍｐａｃｔ”，ＥｄｗａｒｄＥｌｇａｒ．

（３８）ＷｅｉＹ．ａｎｄＸ．Ｌｉｕ，２００６，“ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＲ＆Ｄ，ＥｘｐｏｒｔｓａｎｄＦＤＩｉｎＣｈｉｎａ’ｓＭａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｇＳｅｃｔｏｒ”，Ｊｏｕｒ－ｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＢｕｓｉｎｅｓｓＳｔｕｄｉｅｓ，３７，ｐｐ．５４４￣５５７．

（３９）ＷａｎｇＪ．Ｙ．，１９９０，“Ｇｒｏｗｔｈ，ＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＴｒａｎｓｆｅｒａｎｄｔｈｅＬｏｎｇ－ＲｕｎＴｈｅｏｒｙｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＣａｐｉｔａｌＭｏｖｅｍｅｎｔ”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２９（３－４），ｐｐ．２５５￣２７１．

（４０）Ｈａｓｋｅｌ，Ｊ．Ｅ．，ＳｏｎｉａＣ．ＰｅｒｅｉｒａａｎｄＭａｔｔｈｅｗＪ．Ｓｌａｕｇｈ－ｔｅｒ，２００２，“ＤｏｅｓＩｎｗａｒｄＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ，ＢｏｏｓｔｔｈｅＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆＤｏｍｅｓｔｉｃＦｉｒｍｓ？”，ＮＢＥＲＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒｓＮｏ．８７２４．

（４１）Ｃａｓｔｅｌｌａｎｉ，ＤａｖｉｄｅａｎｄＡｎｔｏｎｅｌｌｏＺａｎｆｅｉ，２００２，Ｍｕｌｔｉ－ｎａｔｉｏｎａｌＣｏｍｐａｎｉｅｓａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓ：ＩｓｔｈｅｒｅａＳｐｅｃｉ－ｆｉｃａｔｉｏｎＥｒｒｏｒ？，Ｍｉｍｅｏ，ＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＵｒｂｉｎｏ（Ｉｔａｌｙ）．

（４２）Ｋｅｌｌｅｒ，ＷｏｌｆｇａｎｇａｎｄＳｔｅｐｈｅｎＹｅａｐｌｅ，２００３，“Ｍｕｌｔｉｎａ－ｔｉｏｎａｌＥｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ，ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＴｒａｄｅａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＧｒｏｗｔｈ：Ｆｉｒｍ－ＬｅｖｅｌＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ”，ＣＥＰＲＤｉｓｃｕｓｓｉｏｎＰａｐｅｒＮｏ．３８０５．

（４３）ＲｕａｎｅＦｒａｎｃｅｓａｎｄＡｌｉＵｇｕｒ，２００２，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔＡｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓＩｎＴｈｅＩｒｉｓｈＭａｎｕｆａｃｔｕｒ－ｉｎｇＩｎｄｕｓｔｒｙ：ＥｖｉｄｅｎｃｅＦｒｏｍＦｉｒｍＬｅｖｅｌＰａｎｅｌＤａｔａ”，ＴｒｉｎｉｔｙＥ－ｃｏｎｏｍｉｃｓＰａｐｅｒｓ２００２６，ＴｒｉｎｉｔｙＣｏｌｌｅｇｅＤｕｂｌｉｎ，ＤｅｐａｒｔｍｅｎｔｏｆＥ－ｃｏｎｏｍｉｃｓ．

（４４）Ｇｏｒｇ，Ｈ．ａｎｄＳｔｒｏｂｌ，Ｅ．，２００３，“ＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＦｏｒｅｉｇｎｆｉｒｍｓＴｈｒｏｕｇｈＷｏｒｋｅｒＭｏｂｉｌｉｔｙ：ＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＩｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎ”，ＲｏｙａｌＥｃｏｎｏｍｉｃＳｏｃｉｅｔｙＡｎｎｕａｌＣｏｎｆｅｒｅｎｃｅ，８９，ＲｏｙａｌＥｃｏｎｏｍｉｃＳｏｃｉｅｔｙ．

（４５）ＦｏｔｏｐｏｕｌｏｓＧ．，ＬｏｕｒｉＨ．，２００４，“ＦｉｒｍＧｒｏｗｔｈａｎｄＦＤＩ：ＡｒｅＭｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌｓＳｔｉｍｕｌａｔｉｎｇＬｏｃａｌＩｎｄｕｓｔｒｉａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ？”，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｄｕｓｔｒｙ，ＣｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎａｎｄＴｒａｄｅ，４（３），ｐｐ．１６３￣１８９．（４６）ＰａｔｒｉｋＫａｒｐａｔｙａｎｄＬａｒｓＬｕｎｄｂｅｒｇ，２００４，“ＦｏｒｅｉｇｎＤｉ－ｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓＩｎＳｗｅｄｉｓｈＭａｎｕｆａｃ－ｔｕｒｉｎｇ”，ＰａｐｅｒｐｒｏｖｉｄｅｄｂｙＯｒｅｂｒｏＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，ＳｗｅｄｉｓｈＢｕｓｉｎｅｓｓＳｃｈｏｏｌｉｎｉｔｓｓｅｒｉｅｓＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒｓＮｏ．１９４．

（４７）Ｂａｒｒｉｏｓ，Ｓａｌｖａｄｏｒ，２０００，“ＡｒｅｔｈｅｒｅＰｏｓｉｔｉｖｅＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓｆｒｏｍＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ？ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＳｐａｎｉｓｈＥｘｐｅｒｉ－ｅｎｃｅ（１９９０￣１９９４）”，ｍｉｍｅｏ，ＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＭａｎｃｈｅｓｔｅｒ．

（４８）Ｚｕｋｏｗｓｋａ－ＧａｇｅｌｍａｎｎＫ．，２０００，“ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＳｐｉｌｌｏｖｅｒｓＦｒｏｍＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔＩｎＰｏｌａｎｄ”，ＥｃｏｎｏｍｉｃＳｙｓｔｅｍｓ，２４（３），ｐｐ．２２３￣２５６．

（４９）Ｂａｌｔａｇｉ，Ｂ．，１９９５，ＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃＡｎａｌｙｓｉｓｏｆＰａｎｅｌＤａｔａ”，ＪｏｈｎＷｉｌｅｙ＆Ｓｏｎｓ，ＮｅｗＹｏｒｋ．

（５０）国家统计局：《工业企业统计年报》，１９９９年、２０００年、２００１年、２００２年。