FDI對浙江經(jīng)濟溢出效應(yīng)的實證分析【畢業(yè)論文 文獻綜述 任務(wù)書 開題報告】

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1、FDI對浙江經(jīng)濟溢出效應(yīng)的實證分析【畢業(yè)論文+文獻綜述+任務(wù)書+開題報告】 (2011屆)畢 業(yè) 論 文 題 目 FDI對浙江經(jīng)濟溢出效應(yīng)的實證分析 學 院 商學院 專 業(yè) 經(jīng) 濟 學 班 級 經(jīng) 濟 學 號 學生姓名 指導(dǎo)教師 導(dǎo)師學科 導(dǎo)師職稱: 教 務(wù) 處 制 2011年 5 月 25日 誠 信 聲 明 我聲明,所呈交的論文是本人在老師指導(dǎo)下進行的研究工作及取

2、得的研究成果。據(jù)我查證,除了文中特別加以標注和致謝的地方外,論文中不包含其他人已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的研究成果,也不包含為獲得或其他教育機構(gòu)的學位或證書而使用過的材料。我承諾,論文中的所有內(nèi)容均真實、可信。 論文作者簽名: 簽名日期: 年 月 日 授 權(quán) 聲 明 學校有權(quán)保留送交論文的原件,允許論文被查閱和借閱,學?？梢怨颊撐牡娜炕虿糠謨?nèi)容,可以影印、縮印或其他復(fù)制手段保存論文,學校必須嚴格按照授權(quán)對論文進行處理,不得超越授權(quán)對論文進行任意處置。 論文作者簽名: 簽名日期: 年 月 日 摘 要 FDI的快速發(fā)展是20世紀90年代以來世界經(jīng)

3、濟中的一大熱點,FDI對東道國或地方產(chǎn)生的經(jīng)濟影響,特別是溢出效應(yīng),引起了學術(shù)界和政府部門的極大關(guān)注。本文選取浙江省這個在全國具有舉足輕重地位的地區(qū),并對其FDI的溢出效應(yīng)進行實證分析和研究,具有很強的現(xiàn)實意義和很高的研究價值。 本文探究浙江省是否產(chǎn)生了溢出效應(yīng),構(gòu)建多元線性回歸模型,最后在實證分析的基礎(chǔ)上,得出結(jié)果。結(jié)果表明,FDI對浙江省內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)不太顯著。 關(guān)鍵詞:外商直接投資,溢出效應(yīng),柯布?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù) ABSTRACT

4、 Since the 1990s, the rapid development of FDI is a major hotspot of the world economy. FDI’s economic impact to the host country or the local, particularly spillover effect has aroused theoretical circles and government departments of great concern. This paper selected Zhejiang provinces to stu

5、dy. It has a pivotal position in the country. Its empirical analysis and research the spillover effect of FDI, and it has a strong practical significance and research value. First, this paper starts to study whether foreign direct investment has got technology spillover effect. Finally, empir

6、ical analysis based on the result. The results show that, FDI-funded enterprises in Zhejiang spillover effect is not significant Key words: Foreign direct investment,Spillover effects, Cobb-Douglas production function 目 錄 摘 要 I ABSTRACT II 引 言 1 一、相關(guān)研究綜述 2 一 溢出效應(yīng)的經(jīng)濟增長理論

7、 2 二 實證分析的方法 2 (三)實證研究的結(jié)論 3 二、溢出效應(yīng)模型的建立 4 (一)溢出模型的構(gòu)建 4 (二)溢出模型的檢驗 5 三、FDI對浙江省經(jīng)濟溢出效應(yīng)的度量 7 (一)數(shù)據(jù)的選取及變量解釋 7 (二)實證回歸分析 9 (三)結(jié)果 11 四、結(jié) 論 12 參 考 文 獻 13 致 謝 15 引 言 作為經(jīng)濟全球化的重要推動力之一,外商直接投資受到了普遍重視,因而,關(guān)于外商直接投資(FDI)對浙江省的影響的研究也成為學術(shù)界關(guān)注的焦點。其中,外商直接投資對浙江經(jīng)濟的溢出效應(yīng)問題是這一研究領(lǐng)域的重要分支。外商直接

8、投資在為東道國經(jīng)濟的發(fā)展提供資金、就業(yè)機會以及提高投資效率的同時,由于其在技術(shù)、原材料來源、規(guī)模經(jīng)濟和銷售渠道、產(chǎn)品開發(fā)上的先發(fā)優(yōu)勢和壟斷優(yōu)勢,也給東道國經(jīng)濟發(fā)展帶來巨大的溢出效應(yīng)。外商投資的溢出效應(yīng),是指外商投資對東道國的經(jīng)濟效率和經(jīng)濟增長或發(fā)展能力發(fā)生無意識影響的間接作用。外商投資的進入在東道國市場上引入競爭者,迫使國內(nèi)同類企業(yè)采用更為高效的生產(chǎn)技術(shù)和管理手段;國內(nèi)上游或中間產(chǎn)品供應(yīng)商為滿足外資企業(yè)對其投入的中間產(chǎn)品的質(zhì)量和標準要求,也在不斷的學習與改革中提高了自己的生產(chǎn)效率;下游企業(yè)使用外資企業(yè)供應(yīng)的高質(zhì)量低成本中間品效率也獲得進一步的提高;外企在職培訓(xùn)提高了本地勞動力的技能同時也迫使本

9、地企業(yè)在競爭壓力下加強對自有員工的培訓(xùn),這樣也就增加了人力資本的投入并提高其產(chǎn)出水平。 隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展,FDI的溢出效應(yīng)已經(jīng)成為了分享世界技術(shù)進步成果、縮小與技術(shù)先進國差距的重要途徑。改革開放以來,外商直接投資(FDI)一直是浙江省利用外資的主要形式,在以“市場換技術(shù)”的引資策略指導(dǎo)下,浙江省利用FDI的數(shù)量規(guī)模不斷增長。大量注入的FDI是否提升了我省企業(yè)的技術(shù)水平?能夠讓我省在這樣一個大環(huán)境下充分享受到經(jīng)濟溢出效應(yīng)的好處嗎?于是本文從是否可以縮小浙江與世界先進技術(shù)水平的差距的角度來考察其溢出效應(yīng)。選取這樣的一個視角,是遵循以小見大的原則,實證分析表明FDI對浙江省內(nèi)資企業(yè)的溢出

10、效應(yīng)不太顯著,FDI對于縮小浙江省與世界先進技術(shù)水平的差距上的也有一定的作用,卻并不明顯。 本文嘗試著通過模型逐步深入的考察浙江省的溢出效應(yīng),將文章內(nèi)容分為四部分:第一部分相關(guān)研究綜述,將國內(nèi)外研究相同課題的學者及其研究成果進行梳理分類,分;第二部分建立溢出效應(yīng)模型,并嘗試著推出研究方案;第三部分對獲取的數(shù)據(jù)進行歸納梳理和對重要數(shù)據(jù)進行說明;并根據(jù)溢出效應(yīng)模型進行回歸分析,得出分析結(jié)果;第四部分對得到的結(jié)果進行總結(jié),得出結(jié)論。 一、相關(guān)研究綜述 一溢出效應(yīng)的經(jīng)濟增長理論 阿羅模型(Arrow,1962)建立的用外部性解釋經(jīng)濟增長的模型。他借鑒了卡爾多將技術(shù)進步視為由資

11、本積累決定的觀點。阿羅假定,技術(shù)進步或生產(chǎn)率提高是資本積累的副產(chǎn)品,也就是說,新投資具有溢出效應(yīng)。阿羅模型的重要性在于,它突破了新古典增長理論的研究框架,提出了第一個內(nèi)生增長模型,從而促進了新理論的產(chǎn)生。 宇澤弘文(Uzama Hirofumi,1965)提出兩部門模型。他通過假定經(jīng)濟中存在一個生產(chǎn)人力資本的教育部門,從而將索洛模型中的外生技術(shù)進步內(nèi)生化。由于人力資本部門的生產(chǎn)函數(shù)具有線性的規(guī)模收益不變的形式,并且所有投入都可以增加從而不存在任何固定的生產(chǎn)要素,經(jīng)濟將實現(xiàn)平衡增長。 羅默的知識溢出模型,繼承了阿羅用技術(shù)外部性解釋經(jīng)濟增長的研究思路。羅默假定,知識是追逐利潤的

12、廠商進行投資決策的產(chǎn)物,知識不同于普通商品之處在于知識具有溢出效應(yīng),這使任何廠商所生產(chǎn)的知識都能提高全社會的生產(chǎn)率。正是由于知識溢出的存在,資本的邊際生產(chǎn)率才不會因固定生產(chǎn)要素(勞動)的存在而無限降低,據(jù)此羅默認為,知識溢出對于解釋經(jīng)濟增長是不可缺少的。在解釋各國增長率存在的國際差異問題上,羅默認為要解釋美國的增長率之所以高于菲律賓的原因,就必須拋棄新古典增長模型中外生技術(shù)的假設(shè),要根據(jù)兩國技術(shù)進步率的不同以及技術(shù)進步率不同解釋存在的增長率差異。知識溢出的存在還造成廠商的私人收益率低于社會收益率,不存在政府干預(yù)時廠商用于生產(chǎn)知識的投資將太少,從而使分散經(jīng)濟的競爭性均衡增長率低于社會最優(yōu)增長率。

13、 盧卡斯的人力資本溢出模型,指出全經(jīng)濟范圍內(nèi)的外部性是由人力資本的溢出效應(yīng)造成的,這種外部性的大小可以用全社會人力資本的平均水平來衡量。他認為,人力資本的溢出效應(yīng)可以解釋為向他人學習或互相學習,一個擁有較高人力資本的人對他周圍的人會產(chǎn)生更多的有利影響,提高周圍人的生產(chǎn)率,但他并不因此得到收益。 二實證分析的方法 第一種方法是直接在構(gòu)建的溢出效應(yīng)的計量模型中添加可能對溢出產(chǎn)生影響的變量,即用勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率對研究者假設(shè)的影響溢出效應(yīng)的變量進行回歸,如人力資本、研發(fā)投入等,用變量的系數(shù)來反映其對溢出效應(yīng)的影響。沈坤榮(1999)利用各省的外國直接投資總量與各省的綜合要

14、素生產(chǎn)率作橫截面的相關(guān)分析,得出FDI占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重每增加1個單位可以帶來0.37個單位的綜合要素生產(chǎn)率增長的結(jié)論。何潔、許羅丹(1999)借鑒Feder1982的計量方法,利用生產(chǎn)函數(shù)建立回歸方程,得出結(jié)論:FDI帶來的資本每提高1個百分點,對中國內(nèi)資工業(yè)企業(yè)的技術(shù)溢出作用(以企業(yè)產(chǎn)出增長率衡量)就提高2.3個百分點。 第二種方法是選取一些影響因素作為分組變量,將總樣本分成高低不同的兩組,根據(jù)不同組中反映FDI參與程度的變量前系數(shù)的估計值是否顯著以及大小比較來判斷被研究的因素是否對FDI的溢出效應(yīng)有影響。姚洋(1998)利用第三次全國工業(yè)普查資料,從中隨機抽取了12個大類行業(yè)中

15、的146704家企業(yè)作為樣本進行了多因素回歸分析后得出結(jié)論認為,與國有企業(yè)相比國外“三資”企業(yè)的技術(shù)效率要高39%,港澳臺“三資”企業(yè)要高33%;并且在行業(yè)中如果國外“三資”企業(yè)數(shù)量的比重每增加一個百分點,每個企業(yè)的技術(shù)效率就會提高1.1個百分點。 (三)實證研究的結(jié)論 在理論上,國外學者對FDI存在溢出效應(yīng)的問題已經(jīng)得到了普遍的認同。針對不同國家的檢驗,FDI的溢出效應(yīng)呈現(xiàn)出不同的結(jié)果,既有支持存在正效應(yīng)的也有支持存在負效應(yīng)的。 Caves(1974)分別檢驗了加拿大和澳大利亞的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。他選用兩個國家在1966年制造業(yè)的行業(yè)橫截面數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)在加拿大制造業(yè)中,

16、當?shù)仄髽I(yè)的利潤率與行業(yè)內(nèi)的外資份額正相關(guān),而在澳大利亞制造業(yè)中勞動生產(chǎn)率與行業(yè)內(nèi)的外資份額也呈現(xiàn)正相關(guān)。由此他認為,在加拿大和澳大利亞的制造業(yè)中存在著FDI的正技術(shù)溢出效應(yīng)。Globerman1979采用加拿大制造業(yè)1972年的橫截面數(shù)據(jù)進行的實證研究也得出了相同的結(jié)論。 Blomstrom和Persson 1983選用墨西哥1970年的行業(yè)橫截面數(shù)據(jù),將勞動生產(chǎn)率作為技術(shù)水平的評價指標,同時選用行業(yè)資本密集度以及勞動力績效作為影響特征變量,實證得出了存在正技術(shù)溢出效應(yīng)。Blomstrom1986又將研究重點放在技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生機理上。他選用墨西哥1970~1975年的行業(yè)橫截面數(shù)據(jù),重

17、點考察了行業(yè)競爭和市場份額因素對溢出的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn),溢出效應(yīng)是存在的,但并非是外資進入導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)的技術(shù)轉(zhuǎn)移增加,而是競爭加劇導(dǎo)致當?shù)仄髽I(yè)效率提高。 盡管大量研究表明外商直接投資存在溢出的正效應(yīng),但是一些學者卻在研究中發(fā)現(xiàn)外商直接投資也存在溢出的零效應(yīng)甚至是負效應(yīng)。Aitken和Harrison1999選用委內(nèi)瑞拉制造業(yè)1976~1989年間的企業(yè)面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)在該國全國范圍內(nèi)存在普遍的負溢出效應(yīng)。與Aitken和Harrison的研究類似,Haddad和Harrison1993曾對摩洛哥制造業(yè)1985~1989年間的企業(yè)和行業(yè)面板數(shù)據(jù)進行了考察,也沒有發(fā)現(xiàn)存在明顯的正溢出效應(yīng)。

18、 Djankov和Hoekan2000分析了捷克制造業(yè)1993-1996年間的企業(yè)面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)如果外資份額是由獨資企業(yè)和合資企業(yè)兩部分組成,當?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)力水平呈現(xiàn)負溢出效應(yīng);而如果外資份額是清一色的獨資企業(yè),則溢出效應(yīng)在統(tǒng)計上不明顯。 Damijan等(2001)對8個轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國家(保加利亞、捷克、愛沙尼亞、匈牙利、波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克和斯洛文尼亞)制造業(yè)1994-1998年間的企業(yè)面板數(shù)據(jù)進行了考察,結(jié)果發(fā)現(xiàn)上述國家的制造業(yè)并不存在明顯的溢出效應(yīng),在深入研究當?shù)仄髽I(yè)吸收能力以后,他們發(fā)現(xiàn)羅馬尼亞存在正溢出效應(yīng);捷克和波蘭存在負溢出效應(yīng);而其他國家則不存在明顯的溢出效應(yīng)。

19、 二、溢出效應(yīng)模型的建立 (一)溢出模型的構(gòu)建 20世紀30年代美國著名數(shù)學家柯布(//.b)和經(jīng)濟學家道格拉斯(//.glas)共同研究了產(chǎn)出與投入的關(guān)系,并用數(shù)學函數(shù)描述了這種關(guān)系,得出C?D型生產(chǎn)函數(shù):YAKαLβ α0;β0。式中Y為產(chǎn)出,K為資本,L為勞動力;參數(shù)α和β分別為產(chǎn)出對資本和勞動力的彈性;A為技術(shù)進步參數(shù)。用柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可以計算出某一時刻的技術(shù)水平,并由此計算出技術(shù)進步對新增產(chǎn)值的貢獻;或技術(shù)進步對新增勞動生產(chǎn)率的貢獻。 為了衡量外商直接投資對內(nèi)資工業(yè)部門的外溢效應(yīng),我們可以通過建立一個能測度外資影響的內(nèi)資部門生產(chǎn)函數(shù)來進行。為此,我們在柯布

20、?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上,構(gòu)建了以下的生產(chǎn)函數(shù)模型: (1.1) 在此,表示內(nèi)資工業(yè)部門的增加值,和分別表示內(nèi)資工業(yè)部門的資本和勞動投入,表示技術(shù)的中性變化,資本產(chǎn)出彈性和表示勞動的產(chǎn)出彈性,為了能夠在模型中體現(xiàn)外商直接投資對內(nèi)資部門的競爭效應(yīng)和溢出效應(yīng),我們借助于技術(shù)系數(shù)的變化來表示,假定能夠分解為三個部分: (1.2) 和表示外商直接投資的溢出效應(yīng)和競爭效應(yīng)帶來的變化。將體現(xiàn)外溢效應(yīng)的技術(shù)系數(shù)代入原生產(chǎn)函數(shù),我們就得到了能夠反映外商直接投資對內(nèi)資部門外溢效應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù),如下: (1.3) 對該式取對數(shù)形式加上隨機擾動項,我們就得到了基

21、本的計量模型,其形式如下: (1.4) 方程中各個變量的代表值分別為:為工業(yè)增加值;資本和勞動投入分別用職工平均人數(shù)表示,溢出效應(yīng)用外資資產(chǎn)占全部資產(chǎn)的比重,競爭效應(yīng)用外企工業(yè)增加值占全行業(yè)工業(yè)增加值比例來衡量。 (二)溢出模型的檢驗 1.杜賓?瓦森(Durbin?Watson)檢驗法 D?W檢驗是杜賓(J.Durbin)和瓦森//.son于1951年提出的一種檢驗序列自相關(guān)的方法。 杜賓和瓦森針對原假設(shè),即不存在一階自回歸,構(gòu)造如下統(tǒng)計量: 通過導(dǎo)出了臨界值的上限與下限,根據(jù)樣本容量n和解釋變量數(shù)目K查D.W.分布表,得到臨界值和

22、,然后按照下列準則計算得到的D.W.值,以判斷模型的自相關(guān)狀態(tài): 若0D.W.,則存在正自相關(guān); 若D.W.,則不能確定; 若D.W.4-,則無自相關(guān); 若4-D.W.4-,則不能確定 若4-D.W.4,則存在負自相關(guān)。 也就是說,當D.W.值在2附近時,模型不存在一階自相關(guān)。 拉格朗日乘數(shù)檢驗克服了D.W.檢驗的缺陷,適合于高階序列相關(guān)及模型中存在滯后被解釋變量的情形。對于模型 如果懷疑隨機干擾項存在p階序列相關(guān): 拉格朗日乘數(shù)檢驗就可用來檢驗如下受約束回歸方程: () 如果約束條件為真,

23、則LM統(tǒng)計量從大樣本下自由度為P的漸近分布: LM 其中,n,分別為如下輔助回歸的樣本容量與可決系數(shù): 為原模型經(jīng)過普通最小二乘估計的殘差項。給定顯著性水平,查自由度為p的分布的相應(yīng)臨界值,如果計算的LM統(tǒng)計量的值超過該臨界值,則拒絕約束條件為真的原假設(shè),表明可能存在直到p階的序列相關(guān)性。在實際檢驗中,可從1階、2階……逐次向更高階檢驗,并用輔助回歸式中各前參數(shù)的顯著性來幫助判斷序列相關(guān)的階數(shù)。 廣義差分法是一類克服序列相關(guān)性的有效方法,被廣泛地采用。它是將原模型變換為滿足普通最小二乘法的差分模型,再進行OLS估計。 如果原模型存在 可

24、以將原模型變換為廣義差分模型, 該模型不存在序列相關(guān)性的問題。采用普通最小二乘法估計該模型得到的參數(shù)估計量,即為原模型參數(shù)的無偏、有效的估計量。 盡管在大樣本中廣義差分法與廣義最小二乘法的估計結(jié)果相近,但在小樣本中,觀測值的損失可能會對估計結(jié)果有所影響。因此,在廣義差分變換中,有時需彌補這一損失。 無論應(yīng)用廣義最小二乘法,還是應(yīng)用廣義差分法,都必須一致不同樣本點之間隨機干擾項的相關(guān)系數(shù)。本文運用了科克倫?奧科特迭代法,首先,采用OLS法估計原模型,得到隨機干擾項的“近似估計值”,以之作為方程的樣本觀測值,采用OLS法估計該方程,得到,作為隨機干擾項的相關(guān)系數(shù)的第一次估計

25、值。然后,將上述代入式,并對之進行OLS估計,得到。將代回原模型,求出原模型隨機干擾項的新的“近似估計值”,并以之作為方程的樣本觀測值,采用OLS法估計該方程,得到,作為隨機干擾項的相關(guān)系數(shù)的第二次估計值。重復(fù)上述過程,可得到的多次迭代值。 關(guān)于迭代的次數(shù),可根據(jù)具體的問題來定。一般是事先給出一個精度,當相鄰兩次的的估計值之差小于這一精度時,迭代終止。實踐中,有時只要迭代兩次,就可得到較滿意的結(jié)果。 三、FDI對浙江省經(jīng)濟溢出效應(yīng)的度量 (一)數(shù)據(jù)的選取及變量解釋 本文選用浙江省內(nèi)資工業(yè)總產(chǎn)出,內(nèi)資企業(yè)資本存量,內(nèi)資工業(yè)勞動力,外企工業(yè)就業(yè)人數(shù)占全行業(yè)工業(yè)就業(yè)人數(shù)比例表示溢

26、出效應(yīng),外企工業(yè)增加值占全行業(yè)工業(yè)增加值比例來衡量,表示競爭效應(yīng)。共15個見表1。 對于表1數(shù)據(jù)部分,需要做出補充說明,為內(nèi)資工業(yè)總產(chǎn)出,用全部工業(yè)增加值扣除外資增加值來表示,為內(nèi)資工業(yè)勞動力,用全部工業(yè)職工人數(shù)減去外資職工人數(shù)來表示,(由于個別數(shù)據(jù)的缺失,對于缺失的數(shù)據(jù)本文選取了平均職工人數(shù)行業(yè)工業(yè)增加值/行業(yè)勞動生產(chǎn)率的公式計算),為內(nèi)資企業(yè)資本存量,用全部工業(yè)資產(chǎn)減去三資工業(yè)資產(chǎn)來表示,為外企工業(yè)就業(yè)人數(shù)占全行業(yè)工業(yè)就業(yè)人數(shù)比例來表示,競爭效應(yīng)用外企工業(yè)增加值占全行業(yè)工業(yè)增加值比例來衡量。需要說明的是,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,因而難以找

27、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(chǎn)凈值年平均余額”加上“流動資產(chǎn)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(chǎn)和流動資產(chǎn)之外的其他形式,尤其是企業(yè)的無形資產(chǎn)。而此類資產(chǎn)正是內(nèi)資與外資質(zhì)量差異的關(guān)鍵所在,特定的生產(chǎn)技術(shù)總是存在于上述某種資產(chǎn)中并通過各種資產(chǎn)的共同運作發(fā)揮出來。因此本文采用的是年鑒中提供的資產(chǎn)合計這一指標來代表資本存量,以求更準確地描述內(nèi)資與外資間的差異性,以及由此產(chǎn)生的外溢效應(yīng)。另外由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的困難以及部門引入外資的程度不同,個別數(shù)據(jù)有缺失,但由于數(shù)量極小不會影響總體的預(yù)測效果。 由于我國是從1995年開始對外資工業(yè)進行分行業(yè)的

28、職工人數(shù),所以本文所取的數(shù)據(jù)時間范圍界定在1995~2009年。所有工業(yè)部門的增加值都用當年價格表示。內(nèi)資工業(yè)部門變量數(shù)據(jù)由整個工業(yè)企業(yè)相應(yīng)的變量數(shù)據(jù)減去三資企業(yè)的相應(yīng)變量數(shù)據(jù)得到。 表1 1995-2009年浙江省的相關(guān)數(shù)據(jù) 年份 (億元) (億元) (萬人) 1999 1050.36 5333.81 262.1624 0.168642 注:數(shù)據(jù)來源于《浙江統(tǒng)計公報》和《浙江統(tǒng)計年鑒》(1995~2009) (二)實證回歸分析 首先,回歸分

29、析是研究一個變量或一組變量(自變量)的變動對另一個變量或一組變量(因變量)變動之影響程度的一種統(tǒng)計分析方法,它可以根據(jù)自變量的已知固定值來估計或預(yù)測因變量的總體平均值。 為了消除可能存在的異方差,內(nèi)資工業(yè)總產(chǎn)出取自然對數(shù),記為LNY;內(nèi)資企業(yè)資本存量取自然對數(shù),記為LNK;內(nèi)資工業(yè)勞動力取自然對數(shù),記為LNL;溢出效應(yīng)取自然對數(shù),記為LNSPILL;競爭效應(yīng)取自然對數(shù),記為LNCOM。根據(jù)1995-2009年年度的歷史數(shù)據(jù),結(jié)合表1,我們以Y為自變量進行線性回歸分析,結(jié)果如表2所示。 表2分析浙江省FDI投入對經(jīng)濟溢出效應(yīng)的簡單線性回歸分析 Dependent Variabl

30、e: LNY Method: Least Squares Sample: 1995 2009 Included observations: 15 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob (-3.41)(3.12) (0.84)(-0.41) (-0.19) R20.967828 20.954960F75.20821 D.W. 0.688022 在α0.05顯著水平下,LNK、LNL的t統(tǒng)計值大于臨界值2.16,檢驗通過,而LNSPILL、LNC

31、OM沒有通過檢驗,模型整體擬合度一般。通過觀察,發(fā)現(xiàn)DW值為0.688,據(jù)此判斷仍然存在序列自相關(guān)。 拉格朗日乘數(shù)檢驗克服了D.W.檢驗的缺陷,適用于高階序列相關(guān)及模型存在滯后被解釋變量的情形。 D.W.檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平下,n15,k5,查表得dL0.69,du1.97,由于D.W.0.688022dL,故存在正自相關(guān)。 下面再進行拉格朗日乘數(shù)檢驗。含2階滯后殘差項的輔助回歸為: 于是,LM10x0.4263784.26378,該值小于顯著性水平為5%,自由度為2的χ2分布的臨界值χ(2)5.99,由此判斷原模型不存在2階序列相關(guān)性。

32、 表3 拉格朗日乘數(shù)檢驗 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob 為了揭示浙江FDI投入與GDP之間真實的內(nèi)在依存關(guān)系,必須消除序列自相關(guān)問題。我們采用廣義差分法來達到使得模型殘差保持序列獨立,不具有自相關(guān)性。 考慮利用A

33、R模型消除殘差序列自相關(guān)。經(jīng)對模型進行一階至三階的自相關(guān)檢驗得出,模型存在一階自相關(guān)。因此,對模型引入AR1變量來消除。修正模型如下: 表4關(guān)于序列相關(guān)性的廣義差分法檢驗 Dependent Variable: LNY Method: Least Squares Sampleadjusted: 1996 2009 Included observations: 14 after adjusting endpoints Convergence achieved after 14 iterations Variable Coefficient Std. Error t-St

34、atistic Prob 利用Eviews對上式進行最小二乘法估計結(jié)果如表: 參數(shù)檢驗:經(jīng)檢驗,LNSPILL、LNCOM的t檢驗通過在0.05顯著性水平下的臨界值2.16,F檢驗顯著通過且顯著性較以前大幅提高,方程擬和度很高,達到256.8411,超過前面的模型。DW檢驗值由原來的0.688022升到2.140881,消除了殘差項的序列自相關(guān)。 (三)結(jié)果 R2值為0.993809, 調(diào)整后的2 值為0.989940,說明模型擬合程度較高,模型能夠充分反映出外資對浙江省工業(yè)部門的外溢效應(yīng);D.W.值

35、為2.140881,位于du 2.14 4-du區(qū)間;F值為390.21073.48;解釋變量系數(shù)值的t檢驗通過在0.05顯著性水平下的情況下,其絕對值大于2.16,說明模型選取的解釋變量影響效果顯著。結(jié)果顯示,代表溢出效應(yīng)的達到0.257,而代表競爭效應(yīng)的達到-0.26,FDI的投入雖然產(chǎn)生了微弱的正向溢出效應(yīng),但在競爭效應(yīng)的沖擊下,外商直接投資對浙江省經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的影響并不大。 四、結(jié) 論 本文通過構(gòu)建多元線性回歸模型,進行實證分析后發(fā)現(xiàn)兩個方面的結(jié)果,并對此進行歸納分析,總結(jié)出以下兩點內(nèi)容。 一方面,外商直接投資的引入對浙江省內(nèi)資工業(yè)部門具有顯著的正向溢出效應(yīng)

36、,具體為溢出效應(yīng)為0.257個百分點,因此從整體來說,外資在資金、技術(shù)和管理、市場銷售方面的優(yōu)勢對浙江省內(nèi)資工業(yè)部門的發(fā)展產(chǎn)生了溢出效應(yīng),但這種效應(yīng)不顯著。這表明在產(chǎn)生的溢出效應(yīng)的同時,也存在著競爭效應(yīng)與之相抗衡,這表現(xiàn)在模型中競爭效應(yīng)為0.26個百分點,這是由于外商投資企業(yè)憑借其先進的技術(shù)與管理,對同類的內(nèi)資企業(yè)形成排擠,降低內(nèi)資企業(yè)的市場份額。 另一方面,盡管外商直接投資對浙江省內(nèi)資工業(yè)部門產(chǎn)生了正的溢出效應(yīng),但其影響力度還比較小,尤其是相對于內(nèi)資工業(yè)部門勞動、資本的產(chǎn)出彈性來說。外資投資占全行業(yè)比例每增加1%,其對部門產(chǎn)值的增長將貢獻0.257%,而內(nèi)資部門資本和勞動投入每增長1

37、%,將分別貢獻0.38%和0.80%,大于外資貢獻力度。 這種現(xiàn)象從經(jīng)濟趕超理論和經(jīng)濟增長最終收斂理論的角度來看,是因為本國技術(shù)水平的提高意味著本國技術(shù)水平和外國技術(shù)之間差距的縮小,進而從外國先進技術(shù)的知識資本存量中進一步獲得外溢效應(yīng)來推動經(jīng)濟增長的可能性也變小。浙江省屬于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū),外資的較早進入已使該地區(qū)內(nèi)資工業(yè)企業(yè)無論在技術(shù)上還是在管理手段的學習與創(chuàng)新上都已經(jīng)得到了相當程度的提高,內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)技術(shù)與管理等方面差距的縮小,已經(jīng)使得東部地區(qū)外商投資的溢出效應(yīng)開始變小。所以要進一步充分發(fā)揮外商投資的正向外溢效應(yīng),有待于引進擁有更加先進的技術(shù)水平以及更加有效的管理手段的外資。

38、 經(jīng)過深入的研究,發(fā)現(xiàn)FDI對于縮小浙江省內(nèi)資企業(yè)和世界先進技術(shù)水平的差距有一定的正面作用,但并不顯著。FDI在我省的技術(shù)溢出不顯著,主要是因為FDI以追逐利益為目標,與浙江省以市場換取技術(shù)存在一個利益交錯;獨資和控股經(jīng)營已成為FDI的主要形式,易導(dǎo)致跨國公司在我省形成市場壟斷和技術(shù)控制,不利于產(chǎn)生溢出效應(yīng);內(nèi)資企業(yè)技術(shù)能力與所引進FDI的先進水平的差距較大,無法完全吸收FDI帶來的好處,導(dǎo)致溢出效應(yīng)變小,還有可能產(chǎn)生負面影響。 浙江省作為中國的一個經(jīng)濟強省,隨著中國加入WTO,浙江經(jīng)濟更深地融入到世界經(jīng)濟的發(fā)展之中,這種趨勢短期內(nèi)是不會有太大的變化,因此,擴大FDI規(guī)模、提高FD

39、I水平是我省經(jīng)濟在21世紀實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。 參 考 文 獻 [1] 沈坤榮、耿強.外商直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟增長??中國數(shù)據(jù)的計量檢驗與實證分析[J].中國社會科學,20015:82-93. [2] 汪周生.行業(yè)因素對FDI溢出效應(yīng)的影響??以浙江省制造業(yè)為例[J].浙江理工大學學報,2005(4):403-405. [4] 沈坤榮.1978-1997年中國經(jīng)濟增長因素的實證分析[J].經(jīng)濟科學,19994:43-46. [5] 陳明森.外商投資的技術(shù)轉(zhuǎn)移、技術(shù)溢出及其結(jié)構(gòu)差異??以福建外商直接投資計量模型分析為例[J].國際貿(mào)易問題,200510:84-90.

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42、I)的技術(shù)溢出效應(yīng)??基于中國工業(yè)部門Panel Data的實證分析[J].對外經(jīng)濟貿(mào)易大學博士學位論文,2005(2):1-8. [17] 竺彩華.FDI外部性與中國產(chǎn)業(yè)發(fā)展[J].2009(6):2-19. [18] 陳濤濤.外商直接投資行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟科學出版社.2004(1):36-44. [19] 蕭政、沈艷.外國直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系及影響[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理,20021:11-16. [20] 陳現(xiàn)玲、周麗.FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的實證分析[J].財經(jīng)界(學術(shù)),2007(2):61-63. [21] 馬衍軍、柳成洋.外國直接投資的溢出效應(yīng)及其制約因素研究

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45、ent, and the Transfer of Technology: A Simple Dynamic Model ,Quarterly Journal of Economics, Vol.92, 1978,10-14. [28]Lake ,A.W., Technology Creation and Technology Transfer By Multinational Firms ,In R.G. Hawkins ed. ,Research in International Business and Finance, JPA Press,1979,505. 畢業(yè)論文任務(wù)

46、書 題 目: FDI投入對浙江經(jīng)濟溢出效應(yīng)的分析 專業(yè)班級:經(jīng)濟 一、主要任務(wù)與目標 (一)主要任務(wù) 按照學校和經(jīng)濟學院的統(tǒng)一要求,完成文獻綜述、開題報告、外文翻譯、畢業(yè)論文及其他與畢業(yè)論文相關(guān)的任務(wù)。 (二)主要目標 通過畢業(yè)論文的撰寫,使學生能運用所學專業(yè)理論知識,進行調(diào)查研究、搜集資料,培養(yǎng)學生獨立分析問題和解決問題的能力。 結(jié)合《R&D投入與浙江經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析》的研究,在了解浙江經(jīng)濟和R&D投入的基本情況的基礎(chǔ)上,運用經(jīng)濟學相關(guān)理論分析其原因,得出相應(yīng)的結(jié)論或建議,從而能夠為相關(guān)部門提供理論或應(yīng)用方面的參考。

47、二、主要內(nèi)容與基本要求 (一)主要內(nèi)容 本文先用時間序列動態(tài)均衡關(guān)系分析方法,對浙江省FDI投入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究,進行了格蘭杰因果檢驗,以明確FDI投入與浙江經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。然后,建立了產(chǎn)出模型,推導(dǎo)出勞動、資本和研發(fā)投入與經(jīng)濟增長的關(guān)系,并計算出FDI投入對經(jīng)濟增長的貢獻率。 (二)基本要求 畢業(yè)論文必須觀點明確、論證有據(jù)、結(jié)構(gòu)完整、條理清楚,并能切實反映學生具有從事科研工作的能力。畢業(yè)論文應(yīng)包括題目、中英文摘要、中英文關(guān)鍵詞、正文、參考資料詳細注明出處和版本等,字數(shù)要求10000字。畢業(yè)論文須由學生個人獨立撰寫完成。論文要求緊扣題目,搜集

48、資料充分,能綜合運用有關(guān)基礎(chǔ)理論知識,對具體問題進行全面深入的分析和研究,提出一定的個人見解,有一定的創(chuàng)新之處,所提建議對實際工作改進有參考價值,能獨立查閱并正確引用中外文有關(guān)文獻。要求文字通順簡練,條理層次清晰,思路清楚,書寫整齊,圖表準確等。 三、計劃進度 2010年10月 確定選題,檢索文獻; 2010年11月 下達任務(wù)書; 2010年12月 完成文獻綜述、開題報告和外文翻譯等; 2011年3月上交論文初稿; 2011年4月論文修改和完善; 2011年5月論文定稿; 2011年6月論文答辯; 四、推薦參考文獻

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