外商直接投資效應(yīng)

本文格式為Word版，下載可任意編輯——外商直接投資效應(yīng)本文在回想已有文獻(xiàn)和研究的根基上，從江蘇省吸引外商直接投資和技術(shù)水平的實(shí)際處境啟程，基于江蘇省1995～2022年的數(shù)據(jù)，通過建立技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)模型分析了FDI對江蘇省技術(shù)進(jìn)步的影響，在實(shí)證分析的根基上提出相應(yīng)的政策觀法。研究結(jié)果說明，F(xiàn)DI是江蘇省技術(shù)進(jìn)步的長期和短期理由，在確定程度上促進(jìn)了江蘇省經(jīng)濟(jì)的進(jìn)展。

外商直接投資；技術(shù)外溢效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)增長；全要素生產(chǎn)率

0引言

外商直接投資（以下簡稱FDI）的技術(shù)外溢效應(yīng)，指的是廣義FDI內(nèi)含的人力資本、R&D投入等因素通過各種非市場渠道導(dǎo)致其先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、經(jīng)營理論、管理閱歷等的非自愿分散，以及由于FDI的進(jìn)入加劇了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)間的競爭，從而促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而對東道國經(jīng)濟(jì)長期增長作出付出，而跨國公司又無法獲得全部收益的情形。從經(jīng)濟(jì)學(xué)上而言，這是一種經(jīng)濟(jì)外在性的表現(xiàn)。

外商直接投資在中國分布極不平衡，主要集中在東部沿海地區(qū)，其次是中部地區(qū)，西部地區(qū)最少。江蘇省是長江三角洲經(jīng)濟(jì)快速進(jìn)展的典型代表，外資集聚，具有可觀的進(jìn)展前景，在引資規(guī)模、質(zhì)量上具有舉足輕重的經(jīng)濟(jì)地位。FDI是否在中國實(shí)現(xiàn)了技術(shù)外溢效應(yīng)，在多大程度上促進(jìn)了中國本地企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步？由此帶來了強(qiáng)烈的討論，因投資環(huán)境、引用數(shù)據(jù)、選取地區(qū)等眾多因素并未得到一致的結(jié)論。因此，本文在綜合前人研究和現(xiàn)有文獻(xiàn)的根基上，選取江蘇省作為本次研究的代表，構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，運(yùn)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)舉行分析和檢驗(yàn)，研究FDI對中國本地企業(yè)的技術(shù)影響，并在何種程度上促進(jìn)中國本地企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，針對計(jì)量結(jié)果舉行分析并提出相應(yīng)的對策建議。

1文獻(xiàn)綜述

從20世紀(jì)60年頭開頭，逐步有國內(nèi)外學(xué)者對FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)舉行分析和研究。1974年，Caves首次提出了用于檢驗(yàn)FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的模型，計(jì)量分析得出本地企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率與外資企業(yè)的進(jìn)入程度存在正相關(guān)關(guān)系。然而對于FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的存在與否，國內(nèi)外學(xué)者舉行的實(shí)證分析有不同的結(jié)論看法。如Barry等（2022）考察愛爾蘭制造業(yè)1990～1998年間的企業(yè)面板數(shù)據(jù)，察覺大量的負(fù)溢出效應(yīng)，理由歸咎于東道國與跨國公司之間在勞動(dòng)力市場上的過度競爭。

近年來，國內(nèi)關(guān)于FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的研究也逐步增多。大多數(shù)研究結(jié)果說明，中國存在FDI技術(shù)外溢效應(yīng)。如何潔、許羅丹（1999）對中國工業(yè)部門FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)舉行了實(shí)證分析，結(jié)果說明外資企業(yè)對內(nèi)資工業(yè)部門存在正向的溢出效應(yīng)，并存在隨著引資規(guī)模的擴(kuò)大而加強(qiáng)的趨勢。沈坤榮、耿強(qiáng)（2022）利用30個(gè)省市自治區(qū)的FDI總量與各省的全要素生產(chǎn)率作橫截面的相關(guān)分析，得出了FDI與GDP的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論：FDI占GDP的比重每增加1%，全要素生產(chǎn)率就可以提高0.37%。賴明勇和包群（2022）用1979～2000年的數(shù)據(jù)舉行檢驗(yàn)，認(rèn)為FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)顯著，但是具有確定的時(shí)滯。然而也有片面學(xué)者在對一些個(gè)別省份的研究中察覺FDI存在技術(shù)溢出的負(fù)效應(yīng)或者溢出效果不顯著。如潘文卿（2022）對中國西部地區(qū)的實(shí)證分析說明，該地區(qū)外資引進(jìn)不夢想，F(xiàn)DI在西部地區(qū)產(chǎn)生了不太明顯的負(fù)面效應(yīng)。代峰（2022）基于廣東省11個(gè)城市面板數(shù)據(jù)的研究，實(shí)證分析結(jié)果說明，F(xiàn)DI對廣東省11個(gè)城市的技術(shù)溢出存在負(fù)效應(yīng)。產(chǎn)生這些差異的理由，不成疏忽的是實(shí)證分析所選取的樣本數(shù)據(jù)、計(jì)量模型、數(shù)據(jù)處理方法等各種因素，以及所選地區(qū)的引資特點(diǎn)、市場環(huán)境等差異，因此結(jié)果可能不盡一致。

目前，中國關(guān)于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究仍以全國層面的數(shù)據(jù)作為研究樣本為主，近年來也相繼展現(xiàn)了一些對概括省份的研究。但是國內(nèi)關(guān)于此類研究涉及范圍廣泛，內(nèi)容較為單一零散，在概括層面上的分析較為缺乏。假設(shè)忽略個(gè)體處境的研究，既不能全面深入熟悉和分析FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)，又不能因地制宜采取適合的外資政策，因此要概括問題概括分析。從總體上，F(xiàn)DI促進(jìn)了中國本地企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，那么對于江蘇這單一省份是否也存在這樣的技術(shù)外溢效應(yīng)？FDI在多大程度上促進(jìn)了江蘇本地企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，本文將圍繞此開展研究分析。

2FDI對中國本地企業(yè)技術(shù)溢出的閱歷研究

2.1江蘇省吸引外商直接投資和技術(shù)水平概況

1995～2022年，江蘇省的實(shí)際外商直接投資總額達(dá)成1852.26億美元。從外商直接投資總量上來看，F(xiàn)DI在江蘇省呈現(xiàn)不斷增長的趨勢；但從外商直接投資年增長率來看，F(xiàn)DI在江蘇省總體上呈現(xiàn)正向增長，在片面年份增幅為負(fù)，其中2022年引用外資增幅最大，為上年的52.44%，而2022年FDI總量下降，增幅為負(fù)。總體而言，江蘇省吸引外商直接投資存在快速進(jìn)展的趨勢。同時(shí)，江蘇省的經(jīng)濟(jì)始終以持續(xù)、穩(wěn)定的趨勢快速增長，綜合實(shí)力不斷鞏固，全省的GDP值呈現(xiàn)穩(wěn)步提升。2022年，江蘇省全員勞動(dòng)生產(chǎn)率水平（人均GDP）為44744元，比上年提高12.9%，高于全國平均水平，但與興隆國家相比，還是存在很大的差距，僅僅夠得上中等收入國家水平?？傮w上來說，江蘇省的勞動(dòng)生產(chǎn)率水平有了很大的提高，但是與興隆國家相比還是遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后，究其根本還是在于技術(shù)水平的落后。因此創(chuàng)新才能提升務(wù)必加大力度、加快步伐。近年來，江蘇省取得的技術(shù)進(jìn)步成果顯著。那么呈現(xiàn)快速進(jìn)展趨勢的FDI與江蘇省技術(shù)水平的提高是否存在關(guān)聯(lián)呢？FDI是否江蘇省技術(shù)進(jìn)步的催化劑呢？本文將通過建立技術(shù)進(jìn)步模型加以驗(yàn)證。

2.2技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)模型

1.計(jì)量模型設(shè)定

（1）索洛—米德模型

假設(shè)國民經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)部門只有兩種生產(chǎn)要素——?jiǎng)趧?dòng)和資本，產(chǎn)出只受到這兩種要素的影響，那么根據(jù)柯布道格拉斯-生產(chǎn)函數(shù)，：

（1）

其中，Y表示產(chǎn)出GDP，K表示總資產(chǎn)，包括外商直接投資，L表示勞動(dòng)人數(shù)，A表示全要素生產(chǎn)率，衡量除了K、L兩種要素外的其他要素對經(jīng)濟(jì)增長的影響，反映包括學(xué)識、人力資本、管理等在內(nèi)的技術(shù)水平，用此作為衡量技術(shù)進(jìn)步的指標(biāo)。分別表示資本和勞動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的彈性。對式1舉行轉(zhuǎn)換，得到（2）

用OLS（普遍最小二乘法）對式3舉行回歸，求得α的估計(jì)值。在假定規(guī)模報(bào)酬不變的條件下，有。求得的參數(shù)估計(jì)值，即可求得全要素生產(chǎn)率A=。

（2）驗(yàn)證FDI與技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)—A（全要素生產(chǎn)率）的長期關(guān)系

第一，為了制止由于時(shí)間序列的不平穩(wěn)性而展現(xiàn)的“偽回歸”等現(xiàn)象，運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法對FDI以及A序列數(shù)據(jù)舉行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)其時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；其次，檢驗(yàn)FDI以及A時(shí)間序列的單整性。

只有在FDI與A時(shí)間序列是同階單整變量時(shí)，才能舉行協(xié)整，進(jìn)一步檢驗(yàn)FDI與A時(shí)間序列的長期關(guān)系，否那么，協(xié)整不能舉行。

其次，在得志協(xié)整的條件下采用E-G（恩格爾—格蘭杰）兩步法對FDI以及A序列舉行協(xié)整分析，考察其長期因果關(guān)系。首先假設(shè)FDI（為表示簡便，以下用字母Z表示FDI）、A均為d階單整序列，可建立模型：

（3）

其中殘差為。

第三，檢驗(yàn)的平穩(wěn)性。假設(shè){}為平穩(wěn)時(shí)間序列，那么是協(xié)整的，兩者存在長期均衡關(guān)系；假設(shè){}是非平穩(wěn)的，那么不是協(xié)整的，兩者不