高技术产业FDI有技术溢出效应吗？

第２８卷第３期　２０１５年５月　浙江万里学院学报　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｚｈｅｊｉａｎｇ　Ｗａｎｌｉ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉ　Ｖ０１．２８　Ｎｏ．３　Ｍａｖ　２０１５　高技术产业ＦＤＩ有技术溢出效应吗？　谢子远　（浙江万里学院，浙江宁波３１５１００）　摘要：运用１５个细分行业２００４—２０１２年的面板数据对ＦＤＩ的技术溢出效应进行实证研究，发现三资企业的　Ｒ＆Ｄ经费投入对内资企业专利产出产生了明显的抑制效应．而其Ｒ＆Ｄ人员投入则在一定程度上提升了内资企业　的新产品研发和市场化能力。综合来看。“以市场换技术”战略可能收到了相反的效果，中国利用外资的政策应该　进行战略性调整。　关键词：高技术产业；ＦＤＩ；技术溢出效应；内资企业　中圈分类号：Ｆ８３０．５９　文献标识码：Ａ　文章编号：１６７１—２２５０（２０１５）０３一ＯＯＯ９—０７　０　引言　改革开放以来，外商直接投资（ＦＤＩ）在中国经济社会发展中一直扮演着重要角色。２０１０年，中国吸收　的外商直接投资首破千亿美元，达到１０５７．４亿美元，位居世界第二（仅次于美国）；２０１２、２０１３年中国实际　利用外资分别为ｌ１００亿美元、ｌ１７５．８６亿美元。中国利用外资的一个重要目的是“以市场换技术”。希望通　过充分利用外资企业的技术溢出效应提升民族企业的自主创新能力　外资企业尤其是来自发达国家的外　资企业凭借领先的技术、先进的管理模式和经验。把高技术产业作为重要的投资领域。以企业数量、从业　人员数量、主营业务收入所占比重三个指标来衡量，外资企业在高技术产业及全部工业中的比重见表１。　可以看出，从企业数量比重来看，外资企业在高技术产业中已经三分天下有其一；就从业人员数量及主营　业务收入来看。外资企业在中国高技术产业中的比重均已超出半壁江山并接近或者超过了６０％的水平，　２００８年外资的主营业务收入比重甚至一度超过７０％。与在全部工业中的平均比重相比．不论从哪个指标　来看，外资在高技术产业中的比重均接近或超过平均水平的２倍以上。另外，外资企业的数量比重明显低　于从业人员数量比重及主营业务收入比重，说明外资企业的规模明显比内资企业要大。实力更强，在与内　资企业的竞争中处于优势地位。综上分析可知，ＦＤＩ在中国的分布明显侧重于高技术产业．在中国高技术　产业发展中占据了极为重要的地位，如果把中、外资企业的技术差距考虑在内．在一定程度上甚至可以说　外商投资已经控制了中国高技术产业发展的命脉。从国家利益角度来说。人们自然十分期望内资企业能　够得到更快的发展，实力变得更为强大，创新能力得到大幅度提升，真正承担起引领中国高技术产业发展　的重任，从而降低中国高技术产业因为过度依赖ＦＤＩ而可能产生的系统性风险。相应的一个现实问题是：　在与强大的外资企业同台竞争中，内资企业能否从外资企业获得必要的知识和技术．外资企业的技术溢　出效应是否明显，中国对外资的利用是否真正达到了“以市场换技术”的目的？回答这个问题既有利于对　外资利用效果的客观评价，也有利于改进外资利用政策，因而具有十分重要的现实意义。　收稿日期：２０１５—０４—０９　基金项目：宁波市人民政府与中国社会科学院合作共建民营经济研究中心２０１３年立项课题“宁波市面向小微企业集群的供　应链服务体系建设研究”。　作者简介：谢子远（１９７３一），男，山东泰安人，浙江万里学院商学院副教授，研究方向：科技创新管理。　・　９　・　２０１５年５月　浙江万里学院学报　注：数据源于《中国高技术产业统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》；２０１２年从业人员数据缺失。　就中国高技术产业的ＦＤＩ技术外溢效应，学界已经展开了一定的研究．相关研究结论可以归纳为正　效应论、部分正效应论、无效应论和负效应论等四种。正效应论肯定ＦＤＩ的技术溢出效应．认为ＦＤＩ对内　资企业技术创新起到了积极的促进作用。温丽琴、梁旭［・ｌ运用１９９７—２００８年中国高技术产业的时间序列数　据进行回归分析。发现ＦＤＩ对中国高技术产业有较大的技术溢出效应。高菲、王玉荣、刘晓辉ｆ２ｊ将ＦＤＩ的　溢出效应分为市场竞争效应和技术溢出效应．利用１９９５—２０１２年中国５大高技术产业相关数据实证检验　了两者对创新追赶绩效中的产品创新绩效和知识创新绩效的影响机制．发现ＦＤＩ的技术溢出效应对本土　企业知识创新绩效的提高具有促进作用。沙文丘【　研究发现。外资企业Ｒ＆Ｄ活动对内资企业产生了一定　的知识溢出效应．在一定程度上推动了内资企业创新能力的提高。部分正效应论认为，ＦＤＩ的技术溢出效　应并不是整体性的．只是发生在特定的范围之内。比如何泽军用利用１９９９—２００８年的分行业数据研究各高　技术行业内部的ＦＤＩ技术溢出效应。发现电子元件制造、医疗设备及器械制造和仪器仪表制造行业溢出　效应显著。而其它行业的溢出效应不明显。无效应论认为，ＦＤＩ并没有产生技术溢出效应。比如邓路网研究　发现．高技术产业外资的进入及其出口导向的特征客观上促进了该行业整体创新效率的提高，但溢出效　应主要局限在外资企业．对内资企业自主创新效率的溢出效应不显著。童静、沙文兵用基于２００４—２００８年　中国高技术产业１５个细分行业的面板数据进行研究，发现ＦＤＩ对中国高技术产业技术创新能力并没有　产生显著的溢出效应。负效应论认为，ＦＤＩ不仅没有产生技术溢出效应，反而对内资企业的创新能力产生　了负面影响。比如。赵国庆、张中元嘲研究发现，ＦＤＩ引致的技术外溢效应虽然对中国高技术产业的技术进　步有显著促进作用．但这种溢出效应仅局限在外资企业。ＦＤＩ的不断涌入反而对国有企业形成了不利影　响．人们所期待的技术溢出效应已被挤出效应所取代。　综合现有研究发现．中国高技术产业的ＦＤＩ是否真正对内资企业产生了技术溢出效应，存在较大争　议。同时，现有研究还存在如下不足：（１）对ＦＤＩ研发活动的测度不够规范和全面。很多文献在研究过程中　用三资企业产出比重衡量外资进入程度．进而研究外资对内资企业技术创新能力产生的影响。这种处理　方法显然不能客观地反映三资企业的研发活动，且内在假设是三资企业的研发行为不存在行业差异，这　显然不符合事实　有些文献虽然考虑了三资企业的研发投入情况，但只是简单地使用了三资企业研发经　费内部支出流量数据．而没有考虑历年研发经费投入形成的研发资本存量对内资企业的技术创新影响问　题。另外。研发投入不仅仅包括经费投入，研发人员的投入也极其重要，而研发人员之间的正式或非正式　沟通无疑是一种重要的知识溢出渠道．但现有研究基本上忽视了三资企业研发人员投入对内资企业技术　创新能力的影响。（２）在如何衡量内资企业的技术创新能力上存在很大差异，有的文献采用专利申请数量　指标．有的则采用新产品产值或新产品销售收入指标。这种差异可能对研究结果造成很大影响，对人们正　确认识ＦＤＩ的技术溢出效应造成障碍。（３）很多文献利用高技术产业整体或者分行业的时间序列数据进　行研究．与目前广为使用的面板数据相比。不论在样本容量方面还是模型构建方面均存在一定的不足。　基于上述分析。本文的研究将做如下改进：（１）利用高技术产业ｌ５个细分行业２００４—２０１２年的面板　数据进行研究；（２）用科学的方法对三资企业的研发经费投入进行测度，把流量转化为存量；（３）在研发经　费投入之外．额外考虑三资企业研发人员投入对内资企业技术创新产生的影响；（４）同时使用专利申请数　・　ｌ０　・　谢子远：高技术产业ＦＤＩ有技术溢出效应吗？　第３期　量和新产品产值两个指标对内资企业技术创新能力进行度量．使相关研究结果相互对照．防止使用单一　指标可能产生的片面性。　１　模型、变量－９数据　按照目前的统计口径，中国共有５大高技术产业，包括医药制造业、航空航天器制造业、电子及通信　设备制造业、计算机及办公设备制造业、医疗设备及仪器仪表制造业．包含１７个细分行业。由于航天器制　造、雷达及配套设备制造两个行业中的ＦＤＩ十分有限，数据多有缺失，故去除，余下１５个细分行业作为本　研究样本　２００４年之前有些产业缺失值较多，故把时间区间设定为２００４—２０１２年。　１．１　模型　创新产出是技术创新能力的直接体现，与产品生产类似，知识、技术的生产也是一个投入产出过程，　因而可以借助产品生产函数的形式来表述知识生产函数。为测度Ｒ＆Ｄ和知识溢出对生产率的影响．　ＧｒｉｌｉｃｈｅｓＮ最早提出了知识生产函数的概念．将创新过程的产出作为Ｒ＆Ｄ投入的函数，用Ｃｏｂｂ—Ｄｏｕｇｌａｓ　生产函数表示：　Ｒ＆Ｄｏｕｔｐｕｔ＝　（Ｒ＆Ｄ　）　（１）　其中，　为常数，１３为Ｒ＆Ｄ产出相对于创新过程投入变化的弹性系数。后来，Ｊａｆｆｄ－Ｏｌ认为投人要素应该包　含Ｒ＆Ｄ经费投入和人员投入两个方面．并对知识生产函数做了如下改进：　Ｑ　人员投入的产出弹性系数．８为随机误差项。　（２）　其中，Ｑ表示创新产出，Ｋ表示Ｒ＆Ｄ经费投入，Ｌ表示Ｒ＆Ｄ人员投人，　、Ｂ分别为Ｒ＆Ｄ经费投入和Ｒ＆Ｄ　为了反映ＦＤＩ的研发活动对内资企业创新产出的影响，我们在（２）式右端加入外资企业Ｒ＆Ｄ经费投　入及Ｒ＆Ｄ人员投入两个变量。得到下式：　Ｑ＝Ａ　Ｋ　Ｌ　Ｋ　Ｌ　ｓ　３　式中Ｋ　为内资企业Ｒ＆Ｄ经费投入，Ｌｄ为内资企业Ｒ＆Ｄ人员投入，Ｋｆ为外资企业Ｒ＆Ｄ经费投入，ＩＪｒ为外　资企业Ｒ＆Ｄ人员投入。（３）式两边同时取对数并加入个体和时间因素以构建面板数据模型，得到：　ｇ　＝ｃ＋　１　也＋　＋　３惫　＋　４　＋　（４）　（４）式中小写字母代表（３）式各相应变量的自然对数形式　为反映个体效应的虚拟变量，　为随机干扰项。　基于（４）式检验，即在控制内资企业Ｒ＆Ｄ经费投入及人员投人基础上重点考察系数　和Ｏ／　的符号　和显著性．从而对ＦＤＩ的技术溢出效应做出具体判断。　１．２变量　（４）式共涉及一个被解释变量，四个解释变量，在处理过程中需要对内、外资企业的Ｒ＆Ｄ投入、产出　数据进行区分。由于内资企业包含国有、集体、私营企业等多种所有制类型，因此为简便起见，在计算内资　企业创新产出、Ｒ＆Ｄ经费支出、Ｒ＆Ｄ人员投入等原始数据时，直接用行业数据减去三资企业的相应数据。　１．２．１被解释变量：内资企业创新绩效　企业创新绩效可以从多个角度进行衡量．目前最为常用的是专利数量和新产品产值两个指标．但二　者均存在一定局限性。比较而言，专利的审查制度比较明确和规范，只有当技术发明具有确切的、相当程　度的技术改进时才可能申请专利保护．尤其是发明专利具有很高的“含金量”．因而专利是高技术水平的　象征，真实地反映了企业的技术创新能力。新产品是指采用新技术原理、新设计构思研制、生产的全新产　品，或在结构、材质、工艺等某一方面比原有产品有明显改进，从而显著提高了产品性能或扩大了使用功　能的产品。可见，新产品涵盖的范围十分广泛，既可能包含了具有开创性意义的全新产品，也可能只是对　原有产品的渐进式改进，因而不同新产品的新颖程度可能存在很大差异。由于缺乏严格而统一的新产品　划分标准，许多新产品事实上并不能反映技术含量的高低。但新产品产值这一指标的优点在于一定程度　上体现了企业对知识和技术进行市场化的能力．这对于企业竞争无疑具有十分重要的意义　２０１５年５月　浙江万里学院学报　综上考虑．为全面客观地反映内资企业创新绩效，本文采用专利申请数量和新产品产值两个指标度　量内资企业的创新产出水平．并分别研究外资企业Ｒ＆Ｄ活动对这两个指标产生的具体影响。由于新产品　产值受到价格因素的影响。因而采用２０００年为基期的工业品出厂价格指数对其进行价格调整。　１．２．２解释变量　内、外资企业的Ｒ＆Ｄ经费投入只有流量数据，但Ｒ＆Ｄ经费投入不仅对当期的创新活动产生影响，其　形成的固定资本存量也会对后续的研发活动产生影响，因而本文运用永续盘存法对内、外资企业的Ｒ＆Ｄ　资本存量进行估计。具体的估计步骤是：　首先．通过构建以２０００年为基期的加权平均价格指数对内、外资企业的Ｒ＆Ｄ经费内部支出流量数　据进行价格调整。参照周立群和邓路ｆｌ】ｌ，采用下式构建Ｒ＆Ｄ价格指数：ＰＲ－－－（Ｐ＋Ｗ）／２，其中ＰＲ为Ｒ＆Ｄ价　格指数。Ｐ为固定资产投资价格指数，Ｗ为消费者价格指数（ＣＰＩ）。　其次。依据下式估计内、外资企业各行业初始年份即２００４年的Ｒ＆Ｄ资本存量：　，，（Ｊｇ　斗８）　（５）　其中‰为ｉ行业初始年份Ｒ＆Ｄ资本存量，玩为ｉ行业初始年份Ｒ＆Ｄ经费内部支出，ｇ为２００４—２０１２年ｉ　行业Ｒ＆Ｄ经费内部支出平均增长速度，８为Ｒ＆Ｄ资本存量的折旧率。参照吴延兵（２００８）ｔ・２１取１５％。　最后．依据下式估计内、外资企业各行业２００５—２０１２年Ｒ＆Ｄ资本存量：　＝　＋（１＋８）　川　（６）　（６）式表示，当期资本存量是上期资本存量折旧后的余额与本期Ｒ＆Ｄ经费内部支出之和。　另外．Ｒ＆Ｄ人员投入用内、外资企业Ｒ＆Ｄ人员全时当量表示。该指标综合了Ｒ＆Ｄ人员数量及其有　效研发时间两个因素．因而较为准确地反映Ｒ＆Ｄ人员投入状况。　１．３数据来源　所用Ｒ＆Ｄ投入、产出数据全部取自２００９—２０１２年《中国高技术产业统计年鉴》；各类价格指数来自　２０１３年《中国统计年鉴》。２００９年之后，非内资企业被细分为港澳台资企业和外资企业两种类型，本文把　上述两种企业类型的数据加总得到三资企业的相应数据。　２　实证检验　由于使用了短面板数据（个体数大于时期数），因此需要在混合回归模型（ｐｏｏ１）、固定效应模型（ＦＥ）　与随机效应模型（ＲＥ）之间做出选择。首先，运用Ｆ统计量检验混合回归模型与固定效应模型孰优孰劣。　其原假设是混合回归模型更优．如果Ｆ统计量在统计上显著大于临界值，则可以拒绝原假设并选择固定　效应模型．反之则接受原假设。如果拒绝了混合回归模型，则要继续基于Ｈａｕｓｍａｎ检验对固定效应模型　与随机效应模型进行优选。其原假设是随机效应模型更恰当．如果相应的卡方统计量在统计上显著大于　临界值．则可以拒绝原假设并选择固定效应模型，反之接受原假设并选择随机效应模型。　２．１　以专利申请数量为因变量的实证分析　首先以专利申请量表示内资企业创新绩效检验ＦＤＩ的技术溢出效应。为了观察各解释变量估计系数　的稳定性．采用逐步增加自变量的方法进行回归，结果见表２。在表２中，模型一仅仅加入了内资企业研　发经费投入和研发人员投人两个解释变量：模型二在模型一的基础上加入了三资企业Ｒ＆Ｄ经费投入这　一解释变量；模型三在模型一的基础上加入了三资企业Ｒ＆Ｄ人员投入这一解释变量；模型四则包含了全　部四个解释变量。每个模型的模型形式检验过程见表２最后两行。在混合回归模型与固定效应模型的检　验中。各模型的Ｆ统计量均在０．１％的水平下显著，因而均拒绝混合回归模型；在通过Ｈａｕｓｍａｎ统计量检　验固定效应与随机效应模型时，四个模型的卡方统计量均在０．１％的水平下显著。因而均确定采用固定效　应模型。　由表２看出．内资企业Ｒ＆Ｄ经费投入（ｋｄ）与Ｒ＆Ｄ人员投入（１ｄ）ｉ￣个变量的系数在四个模型中均显　著大于零．说明经费投入与人员投入均有助于提升内资企业专利产出能力，与理论预期相符。从模型二看　・　１２　・　谢子远：高技术产业ＦＤＩ有技术溢出效应吗？　表２以专利申请量作为因变量的回归结果　第３期　注：括号内为标准差，　ｐ＜０．１０，　ｐ＜０．０５，　ｐ＜０．Ｏ１，　ｐ＜０．００１，下同。　出，变量ｋｆ的系数为负且在５％水平下显著，说明三资企业的Ｒ＆Ｄ经费投入显著抑制了内资企业的专利　产出水平。从模型三看出，变量ｌｆ的系数虽然为正，但在统计上很不显著，与模型一相比。这一新变量的加　入甚至没有提高模型的解释能力（Ｒｚ没有发生变化）。说明三资企业的Ｒ＆Ｄ人员投入并没有对内资企业　的专利产出能力产生影响。由模型四看出，在同时加入ｋｆ和ｌｆ之后。两个变量的系数符号及显著性没有　发生根本变化，仍然支持模型二、模型三得出的结论。　２．２以新产品产值作为因变量的回归分析　下面以新产品产值作为因变量检验ＦＤＩ对内资企业的技术溢出效应．仍然采用逐步增加解释变量的　方法，结果见表３。表３最后两行显示了四个模型的检验过程：在混合回归模型与固定效应模型检验中．　四个模型的Ｆ统计量均至少在５％水平下显著。因而均拒绝了混合回归模型：在固定效应模型与随机效应　模型检验中，四个模型的Ｈａｕｓｍａｎ统计量在统计上均不显著，因而接受原假设并选择随机效应模型。　表３以新产品产值作为因变量的回归结果　由表３看出，内资企业Ｒ＆Ｄ经费投入（ｋｄ）与Ｒ＆Ｄ人员投入（１ｄ）两个变量在四个模型中均至少在　０．１％的水平下显著，说明经费投人与人员投入均有利于提升内资企业新产品产出，与理论预期相符。由模　ｌ３　・　・　２０１５年５月　浙江万里学院学报　型二看出．变量ｋｆ的系数虽然为正，但没有通过显著性检验，说明三资企业Ｒ＆Ｄ经费投入对内资企业新　产品产出没有产生溢出效应。由模型三看出，变量１ｆ的系数显著为正，说明三资企业的Ｒ＆Ｄ人员投入对　内资企业新产品产出产生了促进作用。模型四同时加入了ｋｆ和ｌｆ两个变量，变量ｋｆ的系数仍然没有通　过显著性检验，而变量ｌｆ的系数仍然显著为正，因而仍然支持模型二、模型三得出的结论。　３　对实证研究结果的分析与解释　综合以上检验结果得出结论：三资企业的Ｒ＆Ｄ经费投入对内资企业的专利产出产生了显著的抑制　效应而不是溢出效应，而三资企业的Ｒ＆Ｄ人员投入对内资企业的新产品产出则产生了一定的促进作用　从结论可以得出如下推论：ＦＤＩ对于中国内资企业的核心技术发展不仅没有产生促进作用．反而产生了　显著的抑制作用．但对难以体现核心技术能力的新产品产出等简单的创新活动具有一定的正向效应　为什么ＦＤＩ抑制了内资企业的核心技术创新能力？可能的原因有：（１）外资企业技术水平较高，又在　中国高技术产业中占据了主导地位，因而从整体上推高了高技术产业的技术水平。在这种情况下．内资企　业申请专利并获得授权的门槛相应提高，因而ＦＤＩ的进入对内资企业专利申请数量产生了负面影响。（２）　外资企业对核心技术的严格保护。技术是企业尤其高技术企业的核心竞争优势。外资企业为了保持和强　化自身的竞争优势，在研发活动中势必进行严格保密．防止技术外泄。因而ＦＤＩ的涌入虽然可能从整体上　推高产业技术水平．但这些核心技术基本上被严格地控制在外资企业自身范围内．很少能够外溢到内资　企业之中。（３）外资企业影响了内资企业研发队伍的稳定性。由于外资企业技术水平高．劳动生产率高，可　以给予优秀研发人才更高的工资待遇和更加优异的工作环境．因而导致内资企业的优秀研发人才流失。　（４）外资企业的技术垄断行为进一步抑制了技术溢出效应。中国目前正在大力展开的反垄断调查发现了　很多外资企业的垄断行为，不少企业因此受到了处罚。长期以来中国为了吸引外商投资．给予外资企业很　多优惠政策甚至“超国民待遇”。对于某些违法违规行为比如垄断采取容忍态度．致使外资企业垄断行为　愈演愈烈。通过垄断，外资企业可以通过显性或隐性协议共同阻止核心技术向中国内资企业转移。显然，　如果没有这种垄断行为．外资企业之间就可能为了在与内资企业合作中取得优势或者取得其他必需的资　源而展开竞争．向内资企业转移技术就可能成为谈判砝码．但垄断协议的存在无疑降低甚至取消了这种　可能性。（５）ＦＤＩ可能产生了技术锁定效应。外资企业的大量涌入使得其较高水平的技术成果更容易在中　国市场上得到应用和扩散．而很多领域的技术应用具有较强的排他性．新技术对旧技术的替代存在很大　障碍。比如手机或者电脑的操作系统，当消费者已经熟悉并习惯了某种操作系统之后．其前期投入的沉没　成本就会形成新的操作系统进入市场的阻力．新的操作系统的市场前景就会受到很大影响　在这种情况　下，内资企业研发替代技术的动力就会受到很大影响，很多情况下只能适应外资企业的核心技术并基于　这些技术开发适用的产品和服务．因而相关领域的核心技术研发和专利申请就会受到明显的负面影响　当然。外资企业的进入也必然会产生一定的“鲶鱼效应”，内资企业为了自身的生存和发展．面对强有　力的竞争对手被迫加快新产品的研制和上市步伐．因而三资企业研发人员投入对内资企业新产品产出产　生了一定的促进效应。同时，同一行业中的内、外资企业研发人员之间不可避免会产生一定的接触、交流　和沟通．这也可能在一定程度上激发内资企业新产品开发的创意和思路，从而提升内资企业的新产品开　发能力　另外．核心技术没有发生根本变化的新产品比较容易被学习和模仿，内资企业可以通过对外资企　业新产品的这种学习和模仿加快新产品推出的步伐　４　政策建议　由研究结论可以引申出如下政策含义：一是必须对外资企业进行严格监管。需要明确，指望外资企业　轻易地把技术转让给内资企业是不现实的，要规范外资企业的经营行为比如减少垄断，通过市场机制的　作用强化外资企业的技术溢出效应。二是在引进外资时要有所选择，不能“捡到篮里都是菜”。要让希望共　享中国市场的外资企业付出必要的技术代价．比如把向中国转移特定的技术作为外资企业进入中国市场　・　１４・　谢子远：高技术产业ＦＤＩ有技术溢出效应吗？　第３期　的先决条件。三是必须对内资企业进行政策性扶持。对本国企业进行扶持是各国通行的做法。即便像美国　这样的所谓完全市场经济国家也会通过限制外国企业扶持本土企业发展．比如对中国华为公司进人美国　市场采取了多种名目的限制措施。在满足基本技术要求的前提下，中国政府应该尽量加大对国产产品的　采购力度从而扶持本土企业发展。要在国家层面对限制内资高技术企业发展的关键核心技术进行集中攻　关．减少和消除内资企业在技术上严重受制于外资企业的不利状况，同时通过建设高水平的行业研发平　台为内资企业提供完善的研发环境支持。四是长期来看，中国高技术产业发展应该逐步减少对ＦＤＩ的依　赖．转而让民族企业支撑起高技术产业发展的大梁，减小和避免因为ＦＤＩ在中国高技术产业中的比重过　高而可能产生的系统性风险　参考文献：　【１】温丽琴，梁旭．ＦＤＩ对中国高技术产业技术溢出效应的实证研究【Ｊ】．经济问题，２０１１（５）：１１５一ｌ１７．　【２】高菲，王玉荣，刘晓辉．ＦＤＩ双重溢出效应对创新追赶绩效的影响机制——基于高技术产业的实证分析［Ｊ】．技术　经济，２０１４（７）：１—８．　【３】沙文兵，孙君．ＦＤＩ知识溢出对中国高技术产业创新能力的影响——基于分行业面板数据的检验【Ｊ］．经济学家，　２０１０（１１）：７５—７９．　【４】沙文兵，李桂香．ＦＤＩ知识溢出、自主Ｒ＆Ｄ投入与内资高技术企业创新能力——基于中国高技术产业分行业动态　面板数据模型的检验【Ｊ］．世界经济研究，２０１１（１）：５１—５７．　【５】何泽军．ＦＤＩ行业内技术溢出与行业特征——基于中国高技术产业的实证分析［Ｊ】．经济经纬，２０１１（３）：８６—９１．　【６】邓路．ＦＤＩ溢出、出口导向效应与创新效率——基于我国高技术产业面板数据的实证研究（１９９９—２００７）【Ｊ】．财经　科学，２００９（７）：９５—１０１．　【７】童静，沙文兵．ＦＤＩ对内资企业创新能力的溢出效应——基于中国高技术产业分行业面板数据的检验［Ｊ】．广西财　经学院学报，２０１１（６）：９４—９８．　【８】赵国庆，张中元．ＦＤＩ溢出效应、创新活动与技术进步——基于中国高技术产业的实证分析【Ｊ】．经济理论与经济　管理，２００８（１１）：２５—３０．　【９１Ｇｒｉｌｉｃｈｅｓ，Ｚｖｉ．Ｉｓｓｕｅｓ　ｉｎ　Ａｓｓｅｓｓｉｎｇ　ｔｈｅ　Ｃｏｎｔｉｒｂｕｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｒ＆Ｄ　ｔｏ　Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ　Ｇｒｏｗｔｈ［Ｊ１．Ｂｅｌｌ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，　１９７９（１０）：９２—１１６．　【１０】Ｊａｆｆｅ　Ａ．Ｂ．Ｒｅａｌ　Ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆ　Ａｃａｄｅｍｉｃ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９８９（５）：９５７—９７０．　【１１】周立群，邓路．企业所有权性质与研发效率——基于随机前沿函数的高技术产业实证研究【Ｊ】．当代经济科学，　２００９（４）：７０—７６．　【１２】吴延兵．中国Ｔ，ＩＩ，Ｒ＆Ｄ产出弹性测算（１９９３—２００２）【Ｊ］．经济学（季刊），２００８（３）：８６９—８９０．　Ａ　Ｓｔｕｄｙ　ｏｎ　Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ　Ｓｐｉｌｌｏｖｅｒ　Ｅｆｆｅｃｔ　ｏｆ　ＦＤＩ　ｉ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