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外商直接投資、技術外溢與經(jīng)濟增長
外商直接投資、技術外溢與經(jīng)濟增長外商直接投資、技術外溢與經(jīng)濟增長 ——對廣東數(shù)據(jù)的實證分析 摘 要：本文運用計量模型，對廣東省1997年到1999年的行業(yè)數(shù)據(jù)和城市數(shù)據(jù)進行實證分析，考察了外商直接投資（FDI）技術溢出效應與經(jīng)濟增長之間的相關關系。我們區(qū)分了FDI的技術外溢效應和通過企業(yè)本身較高生產率促進經(jīng)濟增長的效應。實證結果顯示：在廣東省FDI外溢的過程中，示范-模仿效應和聯(lián)系效應的效果較為顯著，并且形成了一定的聚集效應；FDI在行業(yè)中的外溢效應小于在地區(qū)內的效應;各城市的經(jīng)濟技術水平和政策因素強烈地影響著FDI的外溢效果。因此，當前相關外資政策的制定不應該一味強調引入外資的數(shù)量，重點應在于其對國內企業(yè)的技術外溢效應。關鍵詞：外商直接投資 技術外溢效應 經(jīng)濟增長 一、引 言 改革開放以來，中國以其巨大的市場潛力及日益改善的軟硬投資環(huán)境，吸引了大批外商來華直接投資，世界許多著名跨國公司也紛紛來華搶灘登陸。到1999年底，中國實際利用外商直接投資已達2700多億美元，外資企業(yè)36萬家，連續(xù)6年成為全球僅次于美國的第二大外商直接投資（FDI）接受國，外資經(jīng)濟已經(jīng)成為中國經(jīng)濟發(fā)展的一個重要經(jīng)濟增長點。為什么要選擇外商直接投資的方式？相較于對外借款、出口信貸或延期付款等其他的外資利用形式而言，F(xiàn)DI在引資數(shù)量上并無優(yōu)勢，一些FDI廠商甚至在東道國當?shù)鼗I措資金。事實上，我國在20世紀70-80年代利用外資的實踐中，F(xiàn)DI形式所占的比例很低，平均在20％左右。進入90年代以后，F(xiàn)DI則成為利用外資增長勢頭中具有決定意義的主角：其在外資利用中的比例由1990年的33.9%猛增到1998年的77.6%�，F(xiàn)實中我們也不難看到，各省的對外政策都競相向外商直接投資企業(yè)提供各種優(yōu)惠，包括更低的所得稅率和更長的免稅期、進口關稅減免、基礎設施建設的補貼等。這些優(yōu)惠措施都是合理的嗎？這些政策的理論依據(jù)何在？ 從形式上來說，外商直接投資企業(yè)根據(jù)外資參與程度以及參與方式的不同，一般分為外商獨資企業(yè)、中外合資企業(yè)和中外合作經(jīng)營企業(yè)三種類型。無論是哪一類企業(yè)，F(xiàn)DI從進入時起就展現(xiàn)出其不同于內資的特殊性質：“FDI是資本、專利及相關技術的結合體，因而其對增長的作用是多方面的，對技術先進國和發(fā)展中國家的影響大不相同。”（Balasubramanyam等,1996）FDI帶來了“打包的資本、管理技術和生產技術”（Johnson,1972）。也就是說，F(xiàn)DI不僅是指物質資本，而且是涵蓋人力資本、技術知識等多種因素的廣義資本概念。這一定義表明：外資與內資存在質量差異，國內企業(yè)在當?shù)厥褂帽镜睾屯鈦碣Y金的效率比外商低。所以，在現(xiàn)階段的外資利用中，應該注重的不是資金的數(shù)額，而是該資金引起的帶動國內資金使用效率提高的效應。這才是當前我國FDI迅速增長的原因。經(jīng)濟學研究中用FDI技術外溢效應（Spillover Effect）來說明這一點。有關FDI技術外溢效應的研究所做的正是將FDI研究的重點由量的因素擴展到質的因素，考察FDI對生產率增長的貢獻，解決FDI與東道國長期經(jīng)濟增長的關系問題。 本文第二部分主要回顧了國內外有關外商直接投資外溢效應的研究情況，闡述了FDI技術外溢的發(fā)生渠道及溢出效果的影響因素，在此基礎上構造一個基本計量模型，對經(jīng)濟增長核算方法加以解釋，用于實證檢驗;第三部分是對數(shù)據(jù)的描述;第四、五部分分別就行業(yè)數(shù)據(jù)和城市數(shù)據(jù)進行回歸分析;第六部分給出本文結論并作簡要評論。 二、FDI的技術溢出：文獻回顧與模型設立 新古典增長模型不能解釋決定長期增長的技術進步是如何產生的，也就不能真正解決一國長期經(jīng)濟增長的問題。80年代新增長理論將外部性納入到經(jīng)濟增長過程之中,隨之有關FDI通過其外溢效應對東道國長期經(jīng)濟增長做出貢獻的實證研究也蓬勃發(fā)展起來。所謂溢出效應，是指由于廣義FDI資本內含的人力資本、R&D投入等因素通過各種渠道導致技術的非自愿擴散，促進了當?shù)厣a率增長，進而對東道國長期增長做出貢獻，而跨國公司（MNE）子公司又無法獲取全部收益的情形。在此意義上，資本將突破新古典理論邊際收益遞減的經(jīng)典假設，產生不變甚至遞增的收益，從而影響長期增長。事實上，F(xiàn)DI對宏觀經(jīng)濟影響是顯而易見的。FDI向某一區(qū)域的集中往往對當?shù)亟?jīng)濟產生極大影響，如增加當?shù)鼐蜆I(yè)，提高勞動力總體素質，優(yōu)化地區(qū)產業(yè)結構，促進城鎮(zhèn)化水平等等。這些不是簡單的資金投入效應，而是生產率提高的結果。 FDI通過什么渠道實現(xiàn)溢出呢？根據(jù)相關文獻對FDI外溢效應的理論闡述，F(xiàn)DI外溢效應可以歸結為以下四種渠道。第一，示范－模仿效應(demonstration-imitation effect），即Kokko(1990)所說的傳染效應（contagion effect）。指由于MNE與東道國企業(yè)之間存在技術差距(technology gap)，東道國企業(yè)可能通過學習、模仿其行為提高自身技術和生產力水平。外資企業(yè)不僅將新設備、新產品或者新的加工方法引入國內市場，還帶來了產品選擇、銷售策略以及管理理念等非物化技術。在某些情況下，國內公司僅僅通過觀察學習鄰近的外資公司就可以提高自己的生產率（Findlay,1978；Koizumi 和Kopecky,1977；Das,1987）。第二，競爭效應（competition effect）。這一效應多發(fā)生于產業(yè)內各廠商之間(intra-industry),Das認為這一效應取決于市場環(huán)境、MNE子公司與當?shù)貜S商的相互影響。文獻中此類效應的作用具有兩面性。有關正向影響的研究認為，競爭效應一方面指MNE子公司與東道國企業(yè)爭奪有限的市場資源，加大了市場競爭，刺激當?shù)貜S商更加有效地使用現(xiàn)有的資源，推動當?shù)丶夹g效率的提高；另一方面指在本來具有強大行業(yè)壁壘的產業(yè)，由于MNE的強行進入而在一定程度上消除壟斷，社會福利水平得以提高。Caves(1971)、Kokko(1992)都指出了這一溢出渠道。Wang和Blömstrom (1992)構建了關于MNE子公司與當?shù)仄髽I(yè)博弈的基本模型，證明由于溢出促進當?shù)仄髽I(yè)技術進步，縮小了兩者之間的技術差距，而MNE為在競爭中維護其技術比較優(yōu)勢，被迫引進或開發(fā)新技術，從而導致新一輪的溢出。第三，聯(lián)系效應（linkage effect）。聯(lián)系效應被視為一種產業(yè)間溢出（inter-industry），包括MNE在與當?shù)仄髽I(yè)或客戶的交往中，與供應商等上游企業(yè)發(fā)生后向聯(lián)系以及與銷售商等下游企業(yè)發(fā)生前向聯(lián)系。林毅夫、平新喬、楊大勇(2000) 最近完成的一個案例研究很好地說明了外資的產業(yè)關聯(lián)效應。后向聯(lián)系的研究集中于外企與上游當?shù)毓⿷涕g的聯(lián)系。相較而言，有關前向聯(lián)系的研究要少的多。Ariken和Harrison(1991)認為來自前向聯(lián)系的溢出在大多數(shù)行業(yè)都很重要。FDI引進先進技術設備對引進國當?shù)赜嘘P技術設備維修業(yè)務發(fā)展的促進也被認為是前向聯(lián)系的表現(xiàn)之一。第四，培訓效應（training effect）。發(fā)達國家的經(jīng)驗證實，國外資本所具有的競爭優(yōu)勢是無法脫離其人力資源而完全物化在設備和技術上的。因此，跨國公司海外投資項目的有效運轉，往往和當?shù)厝肆Y源的開發(fā)結合在一起。如當?shù)丶夹g及管理人員和跨國公司總部派遣的專家一起工作；對當?shù)厝藛T進行培訓；當?shù)丶夹g人員參與對技術、產品和工藝的改進工作甚至研發(fā)活動；高級管理人員了解、參與跨國公司全球網(wǎng)絡的運作過程。 FDI技術溢出效應的存在已經(jīng)在理論分析上獲得了較普遍的認同。然而實證分析的結果卻往往大相徑庭。一些研究得出正溢出或有限正溢出結果的，如澳大利亞（Caves,1974）、加拿大（Globerman,1979）、墨西哥（Blömstrom and Persson,1983）、烏拉圭（Kokko,1996）；也有一些研究得到無溢出甚至負溢出結論，如墨西哥（Blömstrom,1986）、摩洛哥（Haddad and Harrison,1993）、委內瑞拉（Aitken and Harrison,1999）。那么是什么因素影響了FDI的溢出效應呢？ Blömstrom等（1994）發(fā)現(xiàn)，東道國經(jīng)濟發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI的影響就越顯著為正。Blömstrom，Globerman和Kokko（1999）認為,競爭程度和當?shù)丶夹g能力是產生溢出最重要的兩大決定因素。Fredrik Sjöholm（1999）利用赫芬德爾指數(shù)（Herfindahl Index）對印尼FDI的實證結果表明，在競爭較充分的產業(yè)內，溢出效果較為明顯。Dahlman等（1987）對新興工業(yè)化國家的研究發(fā)現(xiàn)，若勞動力在新項目開始前先培訓以加強當?shù)仄髽I(yè)的技術吸收能力，則技術轉移成功的可能性將大大增加。 在各種溢出的影響因素之中，技術差距與溢出效果的相關關系爭議無疑是最大的。Kokko（1994）對墨西哥的研究認為，溢出與技術差距具有反向相關性，當本國企業(yè)技術能力較強，與外資企業(yè)的技術差距小時，溢出效率高。Imbriani和Reganati（1997）對意大利FDI技術效率的分析也得到了同樣的結論。而以趕超策略（catch-up）為代表的另一些研究則認為：技術差距越大，當?shù)仄髽I(yè)從FDI溢出中獲益越多。為此，F(xiàn)redrik Sjöholm（1999）提出，技術差距與溢出之間可能存在非線性關系。顯然，溢出的發(fā)生要求有某種技術差距。在初級階段，溢出水平的確隨著技術差距的增加而增加。然而，當差距增大到某一水平以至于當?shù)貜S商無法在現(xiàn)有的經(jīng)驗、教育水平及技術知識基礎上對國外先進技術加以吸收時，溢出將與技術差距的變化背道而馳。Borenztein等（1998）和Blömstrom等（1994）稱這一轉折點為發(fā)展門檻（development threshhold），認為東道國應具備一定的勞動技術水平和基礎設施水平才能跨過門檻，享受FDI帶來的人力資本擴張的益處。何潔（2000）在對中國28個省份的實證研究中，考察了包括經(jīng)濟發(fā)展水平、開放度、當?shù)丶夹g水平以及產業(yè)結構在內的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的內部因素，結論是各省引進FDI的綜合效果在很大程度上受當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展特征的影響。王成岐、張建華和安輝（2002）對中國省際數(shù)據(jù)的分析也證實了這一點。 在研究方法上，目前國內有關FDI技術外溢的實證研究所建立的計量模型都是借鑒Feder（1982）在估計出口對經(jīng)濟增長的作用時的研究思路，區(qū)分國內和國外兩個經(jīng)濟部門，并以兩個部門的生產函數(shù)為基礎推導出最終的計量方程。如何潔（2001）、汪立鑫和曹江（2000）、張兆杰（2000）。這一建模方法的優(yōu)點在于較好地突出了外資與內資的差異性，闡明了FDI外溢效應的原因。其具體形式有兩種：一種以TFP為因變量，F(xiàn)DI為解釋變量之一直接測量技術外溢系數(shù)，模型中不包括其他資本項，也就不用考慮資本的要素投入貢獻；另一種仍以GDP增長率等傳統(tǒng)增長指標為因變量，而解釋變量選擇總資本K和FDI兩項，將FDI與國內資本無差異的純要素投入作用分離，與國內資本合并到K的系數(shù)中，則FDI一項的關注系數(shù)量度的就是純溢出效應。 然而，此類模型檢驗中所得到的FDI對GDP的額外貢獻率不僅僅是技術外溢效應，還包括了外資企業(yè)與內資企業(yè)的生產率差異。也就是說，外資企業(yè)可能對國內企業(yè)并未產生正的技術外溢，所謂的外資對中國經(jīng)濟增長的正效應可能主要是通過外資企業(yè)自身較高的生產率而產生的，直接受益人只有外資企業(yè)本身而已。值得注意的是國內已有學者（姚洋，章奇，2001）對FDI的外溢效應與生產率差異效應作了區(qū)分。本文也將兩者作出區(qū)別，以便更準確地分析FDI在我國的技術外溢效應。根據(jù)擴展的柯布－道格拉斯生產函數(shù)基本模型，借鑒Miguel D. Ramírez（2000）的研究方法，設定如下回歸模型： （1）其中， 為內資企業(yè)總產出， 為內資企業(yè)勞動投入， 為內資投入， 為外資投入， 是殘差項，我們假設它滿足所有的經(jīng)典假定。在下面的計量經(jīng)濟分析中，外商直接投資的溢出系數(shù) 是我們研究的主要對象。如果 >0，而且從統(tǒng)計上看是顯著的，則說明FDI對經(jīng)濟增長有積極的技術外溢作用；如果 <0，而且從統(tǒng)計上看是顯著的，則說明FDI沒有發(fā)揮新增長理論所預言的外溢效應，相反，還抑制了經(jīng)濟增長。 三、數(shù) 據(jù) 描 述 縱觀近幾年來國內關于FDI影響的經(jīng)濟模型，多為在國家層面上的分省數(shù)據(jù)的研究。由于我國FDI投資具有顯著的區(qū)域不平衡的性質，使得許多中西部地區(qū)城市吸收的FDI金額過小，難以發(fā)揮作用。這種巨大的地區(qū)差異無疑會對外溢的結果產生很大影響。本文力圖將外溢效應的實證研究拓展到省的層面，選取FDI較密集的廣東省為研究對象，以排除“發(fā)展門檻效應”的影響；同時將研究細化到省內不同行業(yè)和各個城市的具體數(shù)據(jù)，以研究在這一層面，F(xiàn)DI對于經(jīng)濟增長的影響會呈現(xiàn)出怎樣的特征。 廣東省利用外商直接投資實際上從1992年才開始有真正大的進展，目前可資利用的時間序列數(shù)據(jù)較少，而歷年數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑又往往并不一致。如1997年以前，在統(tǒng)計“工業(yè)總產值”時，一般統(tǒng)計“獨立核算工業(yè)企業(yè)主要指標”，1998年按企業(yè)的銷售收入來劃分，一般統(tǒng)計“全部國有及規(guī)模以上非國有”（指全部國有工業(yè)企業(yè)及年銷售收入在500萬元以上的工業(yè)企業(yè)）。因此，在本文分析中，選取宏觀經(jīng)濟大環(huán)境相似的三年（1997年到1999年）為數(shù)據(jù)取用區(qū)間，數(shù)據(jù)來源是1998－2000年廣東省統(tǒng)計局出版的《廣東統(tǒng)計年鑒》以及從廣東省外經(jīng)委所獲的一些補充數(shù)據(jù)。 本文選擇工業(yè)經(jīng)濟作為分析的對象。一方面，根據(jù)廣東省歷年外商直接投資的產業(yè)分布情況，盡管近年來在第三產業(yè)方面的比重有一定增長，但重點仍在工業(yè)，因此，選擇工業(yè)類來考察廣東省外商直接投資技術外溢效應的總體狀況有較高的可信度。另一方面，也是更為重要的一點，是考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性和完整性。工業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是中國所有行業(yè)中最為完整的，其他行業(yè)的數(shù)據(jù)，要么沒有統(tǒng)計，要么不連續(xù)，實際上是無法進行計量經(jīng)濟分析的。整個工業(yè)的產出用“工業(yè)總產值”來代表。外資企業(yè)的產出用“港澳臺投資經(jīng)濟”和“外商投資經(jīng)濟”的工業(yè)總產值之和來代表。內資企業(yè)的產出則為兩者的差值。同理，其他有關內資企業(yè)的變量亦由全部工業(yè)企業(yè)該變量的數(shù)值與三資企業(yè)數(shù)值之差代表。 對于資本存量，由于我國長期以來采用與西方國家不同的國民經(jīng)濟核算體系，因而很難找到西方經(jīng)濟意義上的資本存量。在以往的實證中，往往采用“固定資產凈值年平均余額”加上“流動資產年平均余額”來代表資本存量。然而這一資本變量忽略了除固定資產和流動資產之外的其他資產形式，尤其是企業(yè)的無形資產。而此類資產正是內資與外資質量差異的關鍵所在，特定的生產技術總是存在于上述某種資產中并通過各種資產的共同運作發(fā)揮出來。另一方面，一些合資企業(yè)的外方投資甚至采取以專利權等無形資產作價入股的形式。因此，本文擬采用1997年后開始統(tǒng)計的“年末資產總計”計量企業(yè)資本投入，以求更準確地描述內資與外資間的差異性，以及由此產生的外溢效果。該值指企業(yè)擁有或控制的全部資產，包括流動資產、長期投資、固定資產、無形及遞延資產、其他長期資產等（《1998廣東統(tǒng)計年鑒》）。 勞動投入用每年的“職工平均人數(shù)”來衡量。在《廣東統(tǒng)計年鑒》中，公布了各市分行業(yè)的從業(yè)人數(shù)，而沒有單獨公布工業(yè)的從業(yè)人數(shù)。本文按照工業(yè)的定義，將其中的“采掘業(yè)”、“制造業(yè)”和“電力、煤氣及水的生產和供應業(yè)”三者之和作為工業(yè)從業(yè)人數(shù)。將“外商投資經(jīng)濟單位”和“港澳臺經(jīng)濟單位”從業(yè)人員數(shù)之和來近似代替外資工業(yè)企業(yè)從業(yè)人員。 四、行業(yè)數(shù)據(jù)計量檢驗及結果分析 （一）行業(yè)的總體外溢效應 在本節(jié)，我們首先將1997年到1999年廣東省工業(yè)類（采掘業(yè)、制造業(yè)、電力自來水煤氣生產和供應業(yè)）全部39個行業(yè)的各個行業(yè)的數(shù)據(jù)視為一個整體，研究總的FDI外溢效應；接著，根據(jù)不同的溢出渠道選擇相關變量將39個行業(yè)劃歸各個獨立的次級樣本組，具體分析FDI的外溢渠道。這里需要說明的是，模型因變量取工業(yè)增加值，而不是工業(yè)總產值。因為實證所用的是分行業(yè)橫截面數(shù)據(jù)，而行業(yè)總產值可能因行業(yè)處于產業(yè)鏈的不同位置而產生較大差異，如：最終產品生產部門的產值一般高于用于生產此最終產品的中間產品的生產部門的產值。以增加值為因變量則無此偏差。相較于總產值，增加值更能體現(xiàn)生產率變化的增長效應。 （4-1） 0.153 0.705 0.131 (2.568)*** (10.89)***(1.694) * ＝0.897， ＝0.894， ＝1.913， ＝296.665 （4-2） 0.218 0.680 0.081 (2.953)*** (11.329)*** (1.165) ＝0.829， ＝0.824， ＝2.043， ＝164.893 其中，方程式下方第一行數(shù)字表示相關系數(shù)；括號內的數(shù)字表示系數(shù)的t檢驗值；***，**，*分別表示置信度為99%，95%和90%； ， 分別是F-統(tǒng)計量和Durbin-Watson統(tǒng)計量； 和 分別是模型的相關度和修正過的相關度。 （4-1）式以包括內資企業(yè)和外資企業(yè)在內的整個工業(yè)部門為研究對象，取各行業(yè)工業(yè)增加值為因變量，各行業(yè)企業(yè)總資產為資產投入，各行業(yè)企業(yè)職工年平均人數(shù)為勞動力投入，各行業(yè)外資企業(yè)總資產為FDI投資變量�？梢钥吹�，（4-1）式所得 的相關系數(shù)為0.131，t檢驗值為1.694，與 呈顯著的正相關性。然而，正如我們已討論過的，這可能是由于這一相關系數(shù)包含了兩部分效應：外資企業(yè)對國內企業(yè)產生外部性引致的技術外溢效應，以及由于外資企業(yè)比國內企業(yè)擁有更高的生產率而產生的對工業(yè)總產值的貢獻率。當我們單純以內資企業(yè)為研究對象，排除生產率差異引起的偏差后，（4-2）式得到的溢出系數(shù)僅為0.081，t值也由1.694降至1.165， 與 呈不顯著的正相關性�？梢姡�4-1）式高估了FDI的技術外溢水平，方程（4-2）是對FDI技術外溢的一種更恰當?shù)拿枋觥?雖然我們從總體數(shù)據(jù)回歸中得到了正溢出系數(shù)，但所得結果的t值偏低，僅接近0.1的顯著性水平。為了對所得的總體效應有更深入的了解，我們在以下將根據(jù)外溢機制對樣本進行更細致地分類，考察外溢的各個發(fā)生機制，從而得到進一步的結論，說明外溢主要是通過那種渠道產生的。 （二）FDI的技術差距效應與競爭效應 表1是對不同外溢渠道的研究結果，回歸模型仍沿用方程（4-2）。 一般而言，技術水平可以采用勞動生產率或是人均資本占有量代表。我們分別以這兩種技術指標為劃分標準進行分組回歸。表1中（1.1）和(1.2) 代表了以外企勞動生產率/內企勞動生產率分別為較高和較低的分組回歸結果，我們發(fā)現(xiàn)，在技術差距大的一組，F(xiàn)DI的溢出系數(shù)為0.212，置信度達到98％，有顯著的正溢出；而在技術差距小的一組，溢出系數(shù)的t值并不顯著。這與我們的假設相符，證明在外資企業(yè)與內資企業(yè)技術差距較大的情況下，內資企業(yè)技術模仿的潛力越大，收益越高，F(xiàn)DI的外溢效果越明顯。然而，當我們以人均裝備率之比（即外資企業(yè)人均固定資產年均凈值/內資企業(yè)人均固定資產年均凈值）為指標分組時，回歸結果參見(1.3)和(1.4)，雖然得到了與前一組回歸符號一致的溢出系數(shù)，但t值很小，無法滿足統(tǒng)計要求。這可能是由于以固定資產人均占有率為技術指標時，由于外資企業(yè)與國內企業(yè)在折舊率等固定資產財務處理上的差別，使得技術差距的衡量產生偏差。 (1.5)和(1.6)是我們以外資企業(yè)在某行業(yè)的銷售比率（即外資企業(yè)在某行業(yè)的銷售收入/全省該行業(yè)的總銷售收入）為競爭程度指標進行分組回歸的結果。外資企業(yè)的銷售比率越高，表明外商投資在該行業(yè)的競爭力越強，對該行業(yè)整體競爭力的提高有積極作用。當該值大于1時，表明外資企業(yè)在該行業(yè)的競爭力大于其他類型的企業(yè)，即外資企業(yè)在該行業(yè)具有競爭優(yōu)勢。計算中我們發(fā)現(xiàn)，在有外資企業(yè)進入的36個工業(yè)行業(yè)中，外資企業(yè)銷售比率超過50％的占一半。結合外商投資專門化指數(shù)的分析表明，外資企業(yè)進入的主要是其有競爭優(yōu)勢的行業(yè)。 我們可以看到，（1.5）和（1.6）的實證結果并不理想。分類后兩組的外溢系數(shù)t值都很小，外溢效應無論在競爭性強或是競爭性弱的情況下都不顯著。這可能是由于正負兩方面的效應相互抵消的緣故。為此，我們將競爭力指標與外資的乘積的交叉變量作為自變量之一加入方程（1），得到回歸（1.7）和（1.8）。FDI與競爭力指標的交叉變量在缺少FDI項的（3.3）式中表現(xiàn)為顯著正值，說明競爭效應對溢出的促進作用。然而當我們同時加入外資變量時，交叉變量的系數(shù)不再顯著�？梢姡偁幮獙DI外溢的作用方向仍有疑問，需要更細致的數(shù)據(jù)進行進一步的分析。 （三）FDI的聯(lián)系效應與行業(yè)聚集效應 FDI產生的產業(yè)聯(lián)系效應可以用外資項目產業(yè)關聯(lián)系數(shù)的高低來衡量。一般來說，外資項目產業(yè)關聯(lián)系數(shù)越高（尤其是后向關聯(lián)效果越明顯），同國內企業(yè)建立供應關系的可能性就越大，聯(lián)系效應也就越明顯。而另一方面，凡是產業(yè)關聯(lián)系數(shù)高的項目，其資本和技術的密集度也高；同時，由比較優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢等因素決定，這些產業(yè)卷入國際分工，從事跨國經(jīng)營的程度也越高。因此，大力引進此類高關聯(lián)度項目，對一國加速技術進步和工業(yè)化進程意義重大。當今世界以汽車、微電子（計算機）、生物工程和航天工業(yè)等為主導產業(yè)，這些產業(yè)的關聯(lián)系數(shù)都很高，分別達到10.1、11.5、9.0和8.5（房漢廷，1996），而且國際化程度也很高。 本文所采用的產業(yè)關聯(lián)性指標是根據(jù)1997年全國投入產出表計算的30個經(jīng)濟行業(yè)的影響力系數(shù)和感應度系數(shù)。其中，影響力系數(shù)指i行業(yè)每增加一個單位的最終使用，對為i行業(yè)提供投入的其他行業(yè)所產生的生產需求波及程度，在這里用來作為分析行業(yè)間后向聯(lián)系程度的指標；感應度系數(shù)為其他行業(yè)均增加一個單位i行業(yè)的最終使用時，i行業(yè)為其他行業(yè)的生產提供的產出量，在這里用來作為分析行業(yè)間前向聯(lián)系程度的指標。當i行業(yè)影響力系數(shù)>1時，表示i行業(yè)的生產對其他行業(yè)所產生的波及影響程度超過社會平均影響水平，則該行業(yè)的后向聯(lián)系性較強；反之，則較弱。同理，當i行業(yè)感應度系數(shù)>1時，表示i行業(yè)所受到的感應程度高于社會平均感應度水平，則該行業(yè)的前向聯(lián)系性較強；反之，則較弱。 表2的結果證實，在產業(yè)關聯(lián)系數(shù)強的產業(yè)內，外資的外溢效應顯著；反之，外溢不明顯。同時，后向聯(lián)系效應（以影響力系數(shù)為代表）比前向聯(lián)系效應（以感應度為代表）對溢出的作用更重要。 FDI在城市帶或在某行業(yè)的聚集現(xiàn)象是顯而易見的，F(xiàn)DI存量越大的行業(yè)和地區(qū)，每年新增加的FDI投資額也越高。據(jù)調查，東莞市1999到2000年新引進的外資項目中，有六成以上的項目是通過以商引商進來的。也就是現(xiàn)有外商投資企業(yè)發(fā)揮其示范帶動作用，將其母公司、子公司、協(xié)辦公司引進東莞。例如雀巢咖啡公司引入的速凍點心、美極醬油項目，都是以商引商的例證。 我們不難看出，F(xiàn)DI的產業(yè)聚集的向心力大大促進了產業(yè)聚集的形成及其外部效應的實現(xiàn)。聚集加劇了企業(yè)間的競爭，也加強了企業(yè)與企業(yè)之間的合作。而這一氛圍造就了溢出效應所需的良好的外部環(huán)境條件。從某種程度上講，當聚集規(guī)模達到一定程度時，聚集區(qū)域將形成一種良性循環(huán)的“產業(yè)生態(tài)鏈”和“經(jīng)濟生態(tài)圈”，使其中的外資和內資企業(yè)都能從中受益。 為說明這一點，我們用行業(yè)三資企業(yè)總資產占所有三資企業(yè)總資產的比重代表FDI在行業(yè)的聚集程度，將行業(yè)數(shù)據(jù)按聚集度高低分組進行計量檢驗。（2.5）和（2.6）式中的回歸結果表明，在FDI聚集程度高的一組，F(xiàn)DI外溢效應為顯著正值；而在聚集不明顯的一組，F(xiàn)DI外溢系數(shù)及其顯著性都大大降低。這一結論在一定程度上驗證了上述聚集效應的分析。然而這一結果也有可能歸咎于FDI偏好投向生產率較高的行業(yè)，而此類行業(yè)的潛在溢出效應可能比其他低技術水平的行業(yè)大。進一步的分析有待于更為詳細的數(shù)據(jù)支持。 五、城市數(shù)據(jù)計量檢驗及結果分析 （一）總體回歸分析 外商直接投資、技術外溢與經(jīng)濟增長 本節(jié)以廣東省下屬的21個城市的具體數(shù)據(jù)為依托，檢驗FDI所在地政策及經(jīng)濟特征差別對FDI溢出的影響。我們仍然由對全體數(shù)據(jù)的總回歸開始，沿用回歸方程式（4-1）和（4-2）。這里， 為全部工業(yè)企業(yè)總產值， 為全部工業(yè)企業(yè)職工年均人數(shù)， 為全部工業(yè)企業(yè)總資產； 為內資工業(yè)企業(yè)總產值， 為內資工業(yè)企業(yè)職工年均人數(shù)， 為內資工業(yè)企業(yè)總資產， 為外資工業(yè)企業(yè)總資產。 （5-1） 0.000 0.490 0.488 (0.000) (4.232)*** (5.058)*** ＝0.914， ＝0.909， ＝2.029， ＝208.275 （5-2） -0.099 0.851 0.176 (-1.505) (8.956)*** (2.301)** ＝0.871， ＝0.865， ＝1.917， ＝133.285 我們看到，對城市數(shù)據(jù)的檢驗結果與上一節(jié)對行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸結果一致，而且外溢系數(shù)的顯著性還有所提高。這就說明，就全省整體而言，內資、勞動力和外資的投入對內資企業(yè)產出均存在正面效應。若考慮外資企業(yè)高生產率對工業(yè)總產值的影響，沿用方程式（4-1）所得的結果顯示，外資投入對經(jīng)濟增長的額外貢獻的大小與總資本投入的增長效應不相上下，而且t值甚至比后者更為顯著。 （二）研發(fā)投入、人力資本投入與FDI的外溢效應 根據(jù)技術內生化經(jīng)濟增長的思想，研發(fā)投入以及人力資本投入是東道國技術能力自身積累的兩大途徑。因而在分析東道國的技術吸收能力對FDI溢出的影響時，這兩方面特征無疑是兩個關鍵因素。下面，我們將就這兩方面特征選取不同變量進行分組回歸，以求更深入地了解FDI外溢與東道國自身特征的關系。表3是對各市科研投入差異進行考察的結果。我們知道，國內企業(yè)R&D能力和技術水平會影響FDI技術擴散的效果。如果內資企業(yè)的設備老化，科研能力弱，則要想與跨國公司合作以達到吸收其先進技術的目的，就必須對原有的生產設備、工藝進行技術改造，并提高研發(fā)投入水平。在本文中，我們分別采用各市政府部門R&D經(jīng)費占總投資的比例，以及企業(yè)更新改造投資占總投資的比例對各市數(shù)據(jù)分組�；貧w結果表明，在高R&D投入組，外資的外溢效果為正0.266，顯著性水平接近0.01。相反，在低R&D投入組，外資的外溢效果則根本不滿足顯著性要求。對更新改造投入比例的考察亦是如此。這一結果充分說明，要發(fā)揮FDI外溢技術應有的高生產率，東道國需要投入一定的研發(fā)和設備改造成本以加強自身的技術吸收消化能力。 需要說明的是，由于缺少市一級的企業(yè)R&D投入的數(shù)據(jù)，我們所用的R&D變量為政府部門的投入金額。就數(shù)量上而言，我國研發(fā)投入大部分由政府承擔，廣東省全省R&D數(shù)據(jù)也證實了這一點。在這一意義上，政府R&D投入強度可以代表地區(qū)R&D的投入強度。然而從另一方面來說，由于廣東省非國有內資經(jīng)濟較強，且此類經(jīng)濟實體的R&D投入產出效率往往高于政府部門的R&D投入。因此，我們又運用包含了政府與企業(yè)投資在內的更新改造投資數(shù)據(jù)進行分組回歸（3.3）和（3.4），并在高研發(fā)投入水平的一組（3.3）得到了比（3.1）更為顯著的溢出結果�？梢�，從政策面來看，為企業(yè)提供R&D投資激勵比直接提供R&D投入效果更佳。 表4是我們就人力資本投入指標（專業(yè)技術人員的比例）和人才素質指標（總人口中高校在校學生的比例）分組回歸的結果。在兩種不同的分組方式下，人力資本水平高的一組所得到的溢出水平都較高。而且無論人力資本水平高或低，外資投入對內資企業(yè)總產值產生的正面效應都非常顯著。這說明，高素質的技術和管理人才對促進經(jīng)濟增長總是有價值的，人力資本水平越高，F(xiàn)DI的溢出效果越好。 從表5所得數(shù)據(jù)中，我們得到了一些新的結論。首先，人才培訓效應的正效應是明顯的。在培訓比例高的組，外資溢出效應為0.424，且顯著性水平高達0.01；而在培訓比例低的組，溢出降為顯著負值。這說明，要實現(xiàn)FDI對于內資企業(yè)的技術外溢，需要對勞動力實行一定的培訓，使員工素質達到一定的水平。對人才交流機構的分組回歸則始終呈現(xiàn)了顯著的外溢正效應。一個地區(qū)所擁有的掛牌人才交流機構多，表明該地區(qū)勞動力市場的分割性較弱，人才流動性較好，因而保證了以培訓效應為基礎的FDI外溢的實現(xiàn)。我們看到，在人才交流機構多的一組，溢出的系數(shù)以及顯著性水平都高于機構少的一組。然而，當我們以參加人才交流會的應聘人數(shù)比例分組回歸時，卻意外地得到了負溢出值。顯然，經(jīng)由人力資源流動所形成的技術擴散效應在這里并未顯示出其應有的重要性。得到這一結果的主要原因可能是外商投資企業(yè)的人力資源流動的流向失衡（王振中，1995）。雖然90年代以來外資企業(yè)的人力資源流動日益活躍，但90％以上的人員是在外資企業(yè)之間流動的，極少回流到國有企業(yè)。這批在我國擁有相對技術優(yōu)勢的人員，在跳槽時所選擇的換一家外資企業(yè)的做法，顯然主要是源于國有企業(yè)在待遇和工作環(huán)境等方面的差距，有其合理性，但卻意味著經(jīng)由人力資源流動所帶來的技術轉移效應沒有發(fā)揮出預想的功效，改變這一狀況的根本措施是重塑國企用人機制。 （三）對外開放度、外資類型與FDI的外溢效應 值得注意的是，回歸（6.1）和（6.2）的結果與我們的預期不盡相同。在當?shù)亟?jīng)濟開放程度較低的一組，F(xiàn)DI的外溢系數(shù)為正，且高度顯著；而在開放度較高的一組，F(xiàn)DI對當?shù)仄髽I(yè)的溢出貢獻不僅沒有增大，反而變?yōu)樨撝�，但t值不滿足顯著性要求。這說明，通過單純提高對外開放度并不一定能提高FDI對本地企業(yè)的正向外溢效應。也可以這么說，在開放初期，外資流入要達到一定的規(guī)模，才能較好地發(fā)揮外溢效應；當?shù)貐^(qū)對外經(jīng)濟開放程度達到一定水平以后，F(xiàn)DI外溢效應的大小在更大程度上將取決于FDI的質量的提高，而不是數(shù)量的增加。 一般認為，F(xiàn)DI的來源地不同，其技術含量（質量）也有所差異。綜觀廣東省外商直接投資的來源結構可以發(fā)現(xiàn)，廣東省FDI中來自港澳臺地區(qū)的資本占絕對優(yōu)勢，比例在80％左右。港澳臺資金的大量流入，加快了廣東經(jīng)濟發(fā)展的步伐。但一方面港澳臺投資以中小項目為主，投資規(guī)模小，降低了資源的配置效率，使規(guī)模效益難以實現(xiàn)；另一方面港澳臺投資以勞動密集型投資為主，相對于發(fā)達國家技術層次偏低，其技術開發(fā)和利用的實力并不雄厚，對廣東省技術進步的影響不明顯。相較之下，在華的其他外資企業(yè)更注重投向能源、醫(yī)藥、農業(yè)、電子行業(yè)、重工業(yè)和服務業(yè)等為中國市場服務的行業(yè)（Casson等，1991），如位于深圳的德士古石油公司（美資）、朗訊科技公司（美資）、西門子公司（德資）、三星公司（韓資）、三洋電機公司（日資）等。根據(jù)魏后凱（2000）的研究，在歐洲七國對我國的制造業(yè)投資中，南部沿海地區(qū)（包括廣東、福建、廣西、海南）僅占9.9%，而以上海為代表的中部沿海和以遼寧、山東為代表的東部沿海分別占到了36%和45%。美日投資的情況也與此相似。這可能影響到廣東省FDI外溢效應的程度。 為此，我們將FDI細化為港澳臺投資企業(yè)和其他外商投資企業(yè)兩類進行分析，得到如下結果： （5-3） -0.081 0.809 0.110 0.139 (-1.281)* (9.537)*** (1.223) (1.769)* ＝0.886， ＝0.879， ＝1.969， ＝113.140 其中， 表示港澳臺投資工業(yè)企業(yè)總資產， 表示其他外商直接投資工業(yè)企業(yè)總資產。 結果顯示，兩種不同來源的資產的外溢效應之間存在差異。港澳臺投資的外溢系數(shù)小于其他外商投資的外溢系數(shù)，顯著性也低于后者。這也在一定程度上說明：前面得到的經(jīng)濟開放程度與FDI外溢之間的負相關的結論可能歸因于廣東省引進外資的來源方面的特征。 根據(jù)我們實地調查后的初步推斷，F(xiàn)DI的質量及其帶來的FDI外溢效果還可能受到不同企業(yè)內部特征的影響。按照這一思路，我們進一步得到了(6.3) (6.4) (6.5) (6.6)的分組回歸結果。結果顯示，外資企業(yè)規(guī)模較大的組，溢出系數(shù)較大；但無論規(guī)模大小，溢出系數(shù)都呈顯著正值，說明外資企業(yè)規(guī)模的上升總是有利于FDI溢出的實現(xiàn)。而且規(guī)模越大，對溢出的促進作用越大。內資企業(yè)規(guī)模的檢驗結果則僅在規(guī)模較大的一組得到了顯著為正的溢出系數(shù)。較小規(guī)模的內資企業(yè)缺乏足夠的資源，對FDI外溢技術的吸收能力較弱，而且更易受到外資企業(yè)進入的沖擊。 (四）地區(qū)經(jīng)濟結構差異與FDI的外溢效應 地區(qū)經(jīng)濟的結構特征對于經(jīng)濟增長也有較大影響。以下我們就各市經(jīng)濟的產業(yè)結構和所有制結構進行分類回歸。（7.1）和（7.2）式是依據(jù)產業(yè)結構差異分組回歸的結果，劃分指標為各市工業(yè)企業(yè)產值中重工業(yè)產值所占的比重。一般來說，重工業(yè)的產業(yè)后向聯(lián)系性強，產品的資本、技術含量大，因而企業(yè)間技術溢出的潛力大，溢出效果更好。然而，我們雖然在重工業(yè)比重較大的一組得到了比重工業(yè)比重較小的一組更大的正溢出系數(shù)和更高的t值，但兩組回歸所得溢出系數(shù)的t值均不顯著。這可能與我國重工業(yè)企業(yè)大多為大型國有企業(yè)，生產設備老化，效率低下有關。這一點也可以從 的回歸系數(shù)比較中看出來：（7.1）式的 貢獻率及其顯著性都小于（7.2）式的結果。 在（7.3）和（7.4）式回歸中，我們將各市按工業(yè)總產值中國有經(jīng)濟產值的比例進行分組。與我們通常的理解相反，實證結果表明，F(xiàn)DI在國有經(jīng)濟產值比重較高的城市與經(jīng)濟增長之間具有較強的相關關系，而不是國有經(jīng)濟比重較低的城市。這里，我們必須注意到FDI進入中國市場的方式。在中國，F(xiàn)DI一般選擇與國有企業(yè)進行合資合作，而不是私人部門的企業(yè)。幾個大型國有控股企業(yè)都是這一特征的最好例證。原屬電子部的深圳賽格公司，自80年代末起，先后通過與日本、香港等地客商成立中外合資企業(yè)。90年代初又通過股份制改造，先后推出了多家上市公司，迅速發(fā)展成為總資產近百億元的大型企業(yè)集團。國有凈資產11年間增長了36倍。又如深圳特區(qū)發(fā)展公司采取靈活的參股方式，通過與外商的合資合作，成為下控100多家小公司的特大型國有企業(yè)。作為廣州國企脫困的經(jīng)典范例，1998年廣州汽車與本田合資，使原廣州標致每年5億元的虧損得以遏制。2000年，廣州本田產銷3.2萬臺，實現(xiàn)利稅40億元，成為廣州工業(yè)的有力支柱。從深圳市工業(yè)總產值統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，我們也發(fā)現(xiàn)，1999年深圳市內資企業(yè)工業(yè)總產值為530.73億元，而同期國有及國有控股企業(yè)的工業(yè)總產值達到749.41億元�？梢姡瑖屑皣锌毓善髽I(yè)與三資企業(yè)兩種統(tǒng)計值之間有較大的重合。也就是說，相當一部分國有控股企業(yè)同時也是接受FDI的三資企業(yè)。這可能是對FDI在高國有經(jīng)濟比重的城市的溢出貢獻較大的一種合理解釋。此外，我們發(fā)現(xiàn)在基礎設施水平較好和較差的組之間，存在相當明顯的差異。(7.5)和(7.6)的回歸結果表明：FDI在基礎設施較好的市具有相當顯著的正溢出值，顯著性水平高達0.01；而在基礎設施較差的組則在0.1顯著性水平上呈現(xiàn)負值。這使我們相信，F(xiàn)DI在基礎設施較好，而不是較差的省，深化了經(jīng)濟增長；而且，要使FDI有效率，必須要有一定的基礎設施存量。 六、總結與評論 本文利用廣東省相關數(shù)據(jù)實證檢驗了外商直接投資的技術外溢效應與經(jīng)濟增長之間的關系，得出了如下一些基本結果： 首先，無論采用行業(yè)數(shù)據(jù)還是城市數(shù)據(jù)，回歸都證實了外資企業(yè)對內資工業(yè)部門的總體正向外溢效應是現(xiàn)實存在的,即使排除了外資企業(yè)的高產出對經(jīng)濟增長總量的影響，F(xiàn)DI技術外溢對內資企業(yè)生產的促進作用也是顯著的。在行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸結果中，F(xiàn)DI對內資經(jīng)濟產生的技術外溢效應超過了外資企業(yè)高生產率經(jīng)由外資企業(yè)產值對經(jīng)濟總量增長的貢獻率。可見，F(xiàn)DI技術外溢對東道國影響的潛力很大。 第二，廣東省FDI技術外溢的主要渠道是示范-模仿效應和聯(lián)系效應，并形成了一定程度的FDI的聚集效應。廣東省位于我國東南沿海，毗鄰港澳，開放前各市經(jīng)濟結構多以農業(yè)為主，沒有一個長期、穩(wěn)固的工業(yè)發(fā)展背景，當?shù)仄髽I(yè)的技術水平和研發(fā)能力都較弱。相較于工業(yè)基礎較強的東部沿海城市，廣東省對跨國公司及較大規(guī)模FDI的吸引力不強，聚集在廣東的外商投資大多投向勞動密集型產業(yè)，以及一些技術密集型加工制造業(yè)。由于此類行業(yè)的外資企業(yè)多采用成熟技術，易于模仿，且加工制造業(yè)的內部分工和產業(yè)聯(lián)系也較為緊密，所以易于產生模仿效應和聯(lián)系效應。而競爭效應主要表現(xiàn)為跨國公司之間競爭壓力促使更高水平的技術的使用，因此這一效應在廣東省表現(xiàn)得不那么顯著。同理，培訓效應也不甚突出，僅就業(yè)培訓的效應較為突出。然而，我們的實證也表明，作為外溢主渠道的模仿效應隨著技術差距的縮小而減弱。因此，要擴大外溢效應則必須注意根據(jù)當?shù)氐陌l(fā)展狀況提升引進外資的技術水平。 第三，相對而言,FDI在地區(qū)內的外溢效應明顯大于在行業(yè)中的效應.在各市分組的層次上，東道主的經(jīng)濟技術水平和政策因素均強烈地影響著FDI與經(jīng)濟增長之間的關系。其中，各地在提高自身技術吸收消化能力方面所做的努力，無論是資金投入，還是人力資源素質方面的改善，都與FDI外溢效果之間存在正向相關性。這強調了東道國自身技術能力的提高在吸引FDI，有效地發(fā)揮他們對東道國企業(yè)的正面促進作用中的重要意義。 第四，簡單強調對外開放度的提升，并不一定能達到促進外溢的效果。FDI的外溢程度更多地取決于FDI的質量高低，而非數(shù)量大小。這也使我們對某些地區(qū)一味強調擴大經(jīng)濟開放規(guī)模，盡最大可能吸收外資的政策效果提出懷疑。進一步的研究還將涉及到對外政策中非國民待遇條款的合理性。我們的分析還表明，經(jīng)濟開放程度與FDI外溢之間的負相關的結論可能歸因于廣東省引進外資的來源方面的特征。因為大部分進入廣東省的FDI都是港澳臺資本，而回歸表明，港澳臺投資規(guī)模小、技術含量偏低，其溢出效果小于其他外商投資企業(yè)。另外，其他因素如企業(yè)規(guī)模、當?shù)鼗A設施建設水平都將正向影響FDI的質量和外溢的效果。 針對廣東省引進FDI的具體情況，我們進一步得到如下政策建議：（1）在保證港澳臺FDI質量的同時，注意吸引更多的歐美日FDI，尤其是大型跨國公司的投資。（2）將利用外資與我國產業(yè)結構調整相結合，深化產業(yè)分工，加強產業(yè)聯(lián)系，引導FDI進入關聯(lián)性強、帶動性大的行業(yè)。（3）為企業(yè)提供R&D激勵比直接提供R&D投入效果更好。相關政策應從這方面入手，如完善專利保護措施、獎勵研發(fā)成果、為技術交流提供方便等。（4）深入推進國企改革，大力推廣國有控股企業(yè)通過與FDI進行各種形式的合資合作完成國企改制脫困的成功經(jīng)驗。由于可獲數(shù)據(jù)的局限性，本文的研究在許多方面仍有待加強。（1）由于得不到更好的數(shù)據(jù)，無法選用更恰當?shù)淖兞棵枋銎髽I(yè)競爭，尤其是外資企業(yè)之間的競爭，我們對FDI外溢的競爭效應的分析沒有得到令人滿意的結果。（2）人才流動性以及人才結構的分析尚不充分。（3）近年來，F(xiàn)DI在形式上呈現(xiàn)獨資化的發(fā)展趨勢。這一趨勢對FDI外溢效果的影響也是外溢研究中的一個重要方面。（4）研究沒有給出許多制度因素對FDI外溢的限制。一方面，官僚主義，歧視，低效的知識產權保護，以及政策的非連續(xù)性和制度規(guī)則的隨意性等，都會對外資產生不利影響。另一方面，以稅收減免為代表的優(yōu)惠政策對外商投資的作用，尤其是其長期影響仍有待商榷。在中國加入WTO之后，國際標準的引入和執(zhí)行已經(jīng)成為當務之急。這些問題都有待于我們今后進一步深入探討。 參考文獻 1. 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The regression model is based on the data employed for Guangdong province of China as a whole, and for 21 cities and 39 industries in sub-samples. The results demonstrate that FDI mainly spillover through the channels of demonstration effect and linkage effect. Moreover, the FDI agglommeration economy has come into being. (2)According to the city data , the regression showed that conditions of the host coutry impacted strongly on the effect of FDI technology spillover. (3)The paper investigated the time series data at provincial level from1986 to 1999. The Granger reason analysis revealed that there were bilateral reason relations between FDI growth and the economic growth of the host country. In conclusion, FDI can benefit the long- run economic growth of China through its spillover to domestic corporations. The way in which FDI affects growth is depended on the economic and technological conditions in the host country. Thus, relative policies about FDI inflow should focus not on the factors of quatity, but those of quality. Keywords: Foreign Direct Investment Technology Spillover Effect Economic Growth
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