FDI對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析【畢業(yè)論文 文獻(xiàn)綜述 任務(wù)書 開題報(bào)告】

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1、FDI對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析【畢業(yè)論文+文獻(xiàn)綜述+任務(wù)書+開題報(bào)告】 (2011屆)畢 業(yè) 論 文 題 目 FDI對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的實(shí)證分析 學(xué) 院 商學(xué)院 專 業(yè) 經(jīng) 濟(jì) 學(xué) 班 級(jí) 經(jīng) 濟(jì) 學(xué) 號(hào) 學(xué)生姓名 指導(dǎo)教師 導(dǎo)師學(xué)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(jìn)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(biāo)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(jī)構(gòu)的學(xué)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(shí)、可信。 論文作者簽名: 簽名日期: 年 月 日 授 權(quán) 聲 明 學(xué)校有權(quán)保留送交論文的原件,允許論文被查閱和借閱,學(xué)校可以公布論文的全部或部分內(nèi)容,可以影印、縮印或其他復(fù)制手段保存論文,學(xué)校必須嚴(yán)格按照授權(quán)對(duì)論文進(jìn)行處理,不得超越授權(quán)對(duì)論文進(jìn)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(jì)90年代以來世界經(jīng)

3、濟(jì)中的一大熱點(diǎn),FDI對(duì)東道國或地方產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)影響,特別是溢出效應(yīng),引起了學(xué)術(shù)界和政府部門的極大關(guān)注。本文選取浙江省這個(gè)在全國具有舉足輕重地位的地區(qū),并對(duì)其FDI的溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析和研究,具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義和很高的研究?jī)r(jià)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(shí)證分析的基礎(chǔ)上,得出結(jié)果。結(jié)果表明,FDI對(duì)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(jì)增長(zhǎng)理論

7、 2 二 實(shí)證分析的方法 2 (三)實(shí)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(yàn) 5 三、FDI對(duì)浙江省經(jīng)濟(jì)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(shí)證回歸分析 9 (三)結(jié)果 11 四、結(jié) 論 12 參 考 文 獻(xiàn) 13 致 謝 15 引 言 作為經(jīng)濟(jì)全球化的重要推動(dòng)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(duì)浙江省的影響的研究也成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。其中,外商直接投資對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)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(jì)的發(fā)展提供資金、就業(yè)機(jī)會(huì)以及提高投資效率的同時(shí),由于其在技術(shù)、原材料來源、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和銷售渠道、產(chǎn)品開發(fā)上的先發(fā)優(yōu)勢(shì)和壟斷優(yōu)勢(shì),也給東道國經(jīng)濟(jì)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(duì)東道國的經(jīng)濟(jì)效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或發(fā)展能力發(fā)生無意識(shí)影響的間接作用。外商投資的進(jìn)入在東道國市場(chǎng)上引入競(jìng)爭(zhēng)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(duì)其投入的中間產(chǎn)品的質(zhì)量和標(biāo)準(zhǔn)要求,也在不斷的學(xué)習(xí)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(jìn)一步的提高;外企在職培訓(xùn)提高了本地勞動(dòng)力的技能同時(shí)也迫使本

9、地企業(yè)在競(jìng)爭(zhēng)壓力下加強(qiáng)對(duì)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(jì)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(jìn)步成果、縮小與技術(shù)先進(jìn)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(chǎng)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(zhǎng)。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(gè)大環(huán)境下充分享受到經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(gè)視角,是遵循以小見大的原則,實(shí)證分析表明FDI對(duì)浙江省內(nèi)資企業(yè)的溢出

10、效應(yīng)不太顯著,FDI對(duì)于縮小浙江省與世界先進(jìn)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(xué)者及其研究成果進(jìn)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(duì)獲取的數(shù)據(jù)進(jìn)行歸納梳理和對(duì)重要數(shù)據(jù)進(jìn)行說明;并根據(jù)溢出效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析,得出分析結(jié)果;第四部分對(duì)得到的結(jié)果進(jìn)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(jì)增長(zhǎng)理論 阿羅模型(Arrow,1962)建立的用外部性解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模型。他借鑒了卡爾多將技術(shù)進(jìn)步視為由資

11、本積累決定的觀點(diǎn)。阿羅假定,技術(shù)進(jìn)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(zhǎng)理論的研究框架,提出了第一個(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型,從而促進(jìn)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(jì)中存在一個(gè)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(jìn)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(jì)將實(shí)現(xiàn)平衡增長(zhǎng)。 羅默的知識(shí)溢出模型,繼承了阿羅用技術(shù)外部性解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究思路。羅默假定,知識(shí)是追逐利潤的

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

13、 盧卡斯的人力資本溢出模型,指出全經(jīng)濟(jì)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(huì)人力資本的平均水平來衡量。他認(rèn)為,人力資本的溢出效應(yīng)可以解釋為向他人學(xué)習(xí)或互相學(xué)習(xí),一個(gè)擁有較高人力資本的人對(duì)他周圍的人會(huì)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(shí)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(jì)量模型中添加可能對(duì)溢出產(chǎn)生影響的變量,即用勞動(dòng)生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率對(duì)研究者假設(shè)的影響溢出效應(yīng)的變量進(jìn)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(duì)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(gè)單位可以帶來0.37個(gè)單位的綜合要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的結(jié)論。何潔、許羅丹(1999)借鑒Feder1982的計(jì)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(gè)百分點(diǎn),對(duì)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(zhǎng)率衡量)就提高2.3個(gè)百分點(diǎn)。 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(jì)值是否顯著以及大小比較來判斷被研究的因素是否對(duì)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(jī)抽取了12個(gè)大類行業(yè)中

15、的146704家企業(yè)作為樣本進(jìn)行了多因素回歸分析后得出結(jié)論認(rèn)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(tái)“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(gè)百分點(diǎn),每個(gè)企業(yè)的技術(shù)效率就會(huì)提高1.1個(gè)百分點(diǎn)。 (三)實(shí)證研究的結(jié)論 在理論上,國外學(xué)者對(duì)FDI存在溢出效應(yīng)的問題已經(jīng)得到了普遍的認(rèn)同。針對(duì)不同國家的檢驗(yàn),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(fù)效應(yīng)的。 Caves(1974)分別檢驗(yàn)了加拿大和澳大利亞的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。他選用兩個(gè)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(dāng)?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(dòng)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(rèn)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(jìn)行的實(shí)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(dòng)生產(chǎn)率作為技術(shù)水平的評(píng)價(jià)指標(biāo),同時(shí)選用行業(yè)資本密集度以及勞動(dòng)力績(jī)效作為影響特征變量,實(shí)證得出了存在正技術(shù)溢出效應(yīng)。Blomstrom1986又將研究重點(diǎn)放在技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)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(diǎn)考察了行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和市場(chǎng)份額因素對(duì)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(jìn)入導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)的技術(shù)轉(zhuǎn)移增加,而是競(jìng)爭(zhēng)加劇導(dǎo)致當(dāng)?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(xué)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(fù)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(fù)溢出效應(yīng)。與Aitken和Harrison的研究類似,Haddad和Harrison1993曾對(duì)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(jìn)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(dú)資企業(yè)和合資企業(yè)兩部分組成,當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)力水平呈現(xiàn)負(fù)溢出效應(yīng);而如果外資份額是清一色的獨(dú)資企業(yè),則溢出效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不明顯。 Damijan等(2001)對(duì)8個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(dāng)?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(fù)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(jì)30年代美國著名數(shù)學(xué)家柯布(//.b)和經(jīng)濟(jì)學(xué)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(xué)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(dòng)力;參數(shù)α和β分別為產(chǎn)出對(duì)資本和勞動(dòng)力的彈性;A為技術(shù)進(jìn)步參數(shù)。用柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可以計(jì)算出某一時(shí)刻的技術(shù)水平,并由此計(jì)算出技術(shù)進(jìn)步對(duì)新增產(chǎn)值的貢獻(xiàn);或技術(shù)進(jìn)步對(duì)新增勞動(dòng)生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。 為了衡量外商直接投資對(duì)內(nèi)資工業(yè)部門的外溢效應(yīng),我們可以通過建立一個(gè)能測(cè)度外資影響的內(nèi)資部門生產(chǎn)函數(shù)來進(jìn)行。為此,我們?cè)诳虏?/p>

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(dòng)投入,表示技術(shù)的中性變化,資本產(chǎn)出彈性和表示勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性,為了能夠在模型中體現(xiàn)外商直接投資對(duì)內(nèi)資部門的競(jìng)爭(zhēng)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(gè)部分: (1.2) 和表示外商直接投資的溢出效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)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(duì)內(nèi)資部門外溢效應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù),如下: (1.3) 對(duì)該式取對(duì)數(shù)形式加上隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),我們就得到了基

21、本的計(jì)量模型,其形式如下: (1.4) 方程中各個(gè)變量的代表值分別為:為工業(yè)增加值;資本和勞動(dòng)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(jìng)爭(zhēng)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(yàn) 1.杜賓?瓦森(Durbin?Watson)檢驗(yàn)法 D?W檢驗(yàn)是杜賓(J.Durbin)和瓦森//.son于1951年提出的一種檢驗(yàn)序列自相關(guān)的方法。 杜賓和瓦森針對(duì)原假設(shè),即不存在一階自回歸,構(gòu)造如下統(tǒng)計(jì)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(zhǔn)則計(jì)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(fù)自相關(guān)。 也就是說,當(dāng)D.W.值在2附近時(shí),模型不存在一階自相關(guān)。 拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)克服了D.W.檢驗(yàn)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(duì)于模型 如果懷疑隨機(jī)干擾項(xiàng)存在p階序列相關(guān): 拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)就可用來檢驗(yàn)如下受約束回歸方程: () 如果約束條件為真,

23、則LM統(tǒng)計(jì)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(jì)的殘差項(xiàng)。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(jì)算的LM統(tǒng)計(jì)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(shí)際檢驗(yàn)中,可從1階、2階……逐次向更高階檢驗(yàn),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(jìn)行OLS估計(jì)。 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(jì)該模型得到的參數(shù)估計(jì)量,即為原模型參數(shù)的無偏、有效的估計(jì)量。 盡管在大樣本中廣義差分法與廣義最小二乘法的估計(jì)結(jié)果相近,但在小樣本中,觀測(cè)值的損失可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果有所影響。因此,在廣義差分變換中,有時(shí)需彌補(bǔ)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(diǎn)之間隨機(jī)干擾項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)。本文運(yùn)用了科克倫?奧科特迭代法,首先,采用OLS法估計(jì)原模型,得到隨機(jī)干擾項(xiàng)的“近似估計(jì)值”,以之作為方程的樣本觀測(cè)值,采用OLS法估計(jì)該方程,得到,作為隨機(jī)干擾項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)的第一次估計(jì)

25、值。然后,將上述代入式,并對(duì)之進(jìn)行OLS估計(jì),得到。將代回原模型,求出原模型隨機(jī)干擾項(xiàng)的新的“近似估計(jì)值”,并以之作為方程的樣本觀測(cè)值,采用OLS法估計(jì)該方程,得到,作為隨機(jī)干擾項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)的第二次估計(jì)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(gè)精度,當(dāng)相鄰兩次的的估計(jì)值之差小于這一精度時(shí),迭代終止。實(shí)踐中,有時(shí)只要迭代兩次,就可得到較滿意的結(jié)果。 三、FDI對(duì)浙江省經(jīng)濟(jì)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(dòng)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(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。共15個(gè)見表1。 對(duì)于表1數(shù)據(jù)部分,需要做出補(bǔ)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(dòng)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(gè)別數(shù)據(jù)的缺失,對(duì)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(dòng)生產(chǎn)率的公式計(jì)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(jìng)爭(zhēng)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(duì)于資本存量,由于我國長(zhǎng)期以來采用與西方國家不同的國民經(jīng)濟(jì)核算體系,因而難以找

27、到西方經(jīng)濟(jì)意義上的資本存量。在以往的實(shí)證中,往往采用“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”加上“流動(dòng)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(dòng)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(yùn)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(jì)這一指標(biāo)來代表資本存量,以求更準(zhǔn)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(jì)數(shù)據(jù)的困難以及部門引入外資的程度不同,個(gè)別數(shù)據(jù)有缺失,但由于數(shù)量極小不會(huì)影響總體的預(yù)測(cè)效果。 由于我國是從1995年開始對(duì)外資工業(yè)進(jìn)行分行業(yè)的

28、職工人數(shù),所以本文所取的數(shù)據(jù)時(shí)間范圍界定在1995~2009年。所有工業(yè)部門的增加值都用當(dāng)年價(jià)格表示。內(nèi)資工業(yè)部門變量數(shù)據(jù)由整個(gè)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(jì)公報(bào)》和《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995~2009) (二)實(shí)證回歸分析 首先,回歸分

29、析是研究一個(gè)變量或一組變量(自變量)的變動(dòng)對(duì)另一個(gè)變量或一組變量(因變量)變動(dòng)之影響程度的一種統(tǒng)計(jì)分析方法,它可以根據(jù)自變量的已知固定值來估計(jì)或預(yù)測(cè)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(duì)數(shù),記為L(zhǎng)NY;內(nèi)資企業(yè)資本存量取自然對(duì)數(shù),記為L(zhǎng)NK;內(nèi)資工業(yè)勞動(dòng)力取自然對(duì)數(shù),記為L(zhǎng)NL;溢出效應(yīng)取自然對(duì)數(shù),記為L(zhǎng)NSPILL;競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)取自然對(duì)數(shù),記為L(zhǎng)NCOM。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(jìn)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(duì)經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的簡(jiǎn)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(jì)值大于臨界值2.16,檢驗(yàn)通過,而LNSPILL、LNC

31、OM沒有通過檢驗(yàn),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(yàn)克服了D.W.檢驗(yàn)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(yàn)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(jìn)行拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)。含2階滯后殘差項(xiàng)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(yàn) 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(shí)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(dá)到使得模型殘差保持序列獨(dú)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(duì)模型進(jìn)行一階至三階的自相關(guān)檢驗(yàn)得出,模型存在一階自相關(guān)。因此,對(duì)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(yàn) 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(duì)上式進(jìn)行最小二乘法估計(jì)結(jié)果如表: 參數(shù)檢驗(yàn):經(jīng)檢驗(yàn),LNSPILL、LNCOM的t檢驗(yàn)通過在0.05顯著性水平下的臨界值2.16,F檢驗(yàn)顯著通過且顯著性較以前大幅提高,方程擬和度很高,達(dá)到256.8411,超過前面的模型。DW檢驗(yàn)值由原來的0.688022升到2.140881,消除了殘差項(xiàng)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(duì)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(yàn)通過在0.05顯著性水平下的情況下,其絕對(duì)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(dá)到0.257,而代表競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的達(dá)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(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的沖擊下,外商直接投資對(duì)浙江省經(jīng)濟(jì)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(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)兩個(gè)方面的結(jié)果,并對(duì)此進(jìn)行歸納分析,總結(jié)出以下兩點(diǎn)內(nèi)容。 一方面,外商直接投資的引入對(duì)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(gè)百分點(diǎn),因此從整體來說,外資在資金、技術(shù)和管理、市場(chǎng)銷售方面的優(yōu)勢(shì)對(duì)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(shí),也存在著競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)與之相抗衡,這表現(xiàn)在模型中競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)為0.26個(gè)百分點(diǎn),這是由于外商投資企業(yè)憑借其先進(jìn)的技術(shù)與管理,對(duì)同類的內(nèi)資企業(yè)形成排擠,降低內(nèi)資企業(yè)的市場(chǎng)份額。 另一方面,盡管外商直接投資對(duì)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(duì)于內(nèi)資工業(yè)部門勞動(dòng)、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(duì)部門產(chǎn)值的增長(zhǎng)將貢獻(xiàn)0.257%,而內(nèi)資部門資本和勞動(dòng)投入每增長(zhǎng)1

37、%,將分別貢獻(xiàn)0.38%和0.80%,大于外資貢獻(xiàn)力度。 這種現(xiàn)象從經(jīng)濟(jì)趕超理論和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最終收斂理論的角度來看,是因?yàn)楸緡夹g(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(jìn)而從外國先進(jìn)技術(shù)的知識(shí)資本存量中進(jìn)一步獲得外溢效應(yīng)來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可能性也變小。浙江省屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),外資的較早進(jìn)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(xué)習(xí)與創(chuàng)新上都已經(jīng)得到了相當(dāng)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(jìn)一步充分發(fā)揮外商投資的正向外溢效應(yīng),有待于引進(jìn)擁有更加先進(jìn)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(duì)于縮小浙江省內(nèi)資企業(yè)和世界先進(jìn)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?yàn)镕DI以追逐利益為目標(biāo),與浙江省以市場(chǎng)換取技術(shù)存在一個(gè)利益交錯(cuò);獨(dú)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(chǎng)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(jìn)FDI的先進(jìn)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(fù)面影響。 浙江省作為中國的一個(gè)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省,隨著中國加入WTO,浙江經(jīng)濟(jì)更深地融入到世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展之中,這種趨勢(shì)短期內(nèi)是不會(huì)有太大的變化,因此,擴(kuò)大FDI規(guī)模、提高FD

39、I水平是我省經(jīng)濟(jì)在21世紀(jì)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。 參 考 文 獻(xiàn) [1] 沈坤榮、耿強(qiáng).外商直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)??中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析[J].中國社會(huì)科學(xué),20015:82-93. [2] 汪周生.行業(yè)因素對(duì)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(xué)學(xué)報(bào),2005(4):403-405. [4] 沈坤榮.1978-1997年中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),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(jì)量模型分析為例[J].國際貿(mào)易問題,200510:84-90.

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46、書 題 目: FDI投入對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的分析 專業(yè)班級(jí):經(jīng)濟(jì) 一、主要任務(wù)與目標(biāo) (一)主要任務(wù) 按照學(xué)校和經(jīng)濟(jì)學(xué)院的統(tǒng)一要求,完成文獻(xiàn)綜述、開題報(bào)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(biāo) 通過畢業(yè)論文的撰寫,使學(xué)生能運(yùn)用所學(xué)專業(yè)理論知識(shí),進(jìn)行調(diào)查研究、搜集資料,培養(yǎng)學(xué)生獨(dú)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(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析》的研究,在了解浙江經(jīng)濟(jì)和R&D投入的基本情況的基礎(chǔ)上,運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)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?yàn)橄嚓P(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(shí)間序列動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系分析方法,對(duì)浙江省FDI投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn),以明確FDI投入與浙江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。然后,建立了產(chǎn)出模型,推導(dǎo)出勞動(dòng)、資本和研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,并計(jì)算出FDI投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。 (二)基本要求 畢業(yè)論文必須觀點(diǎn)明確、論證有據(jù)、結(jié)構(gòu)完整、條理清楚,并能切實(shí)反映學(xué)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(xì)注明出處和版本等,字?jǐn)?shù)要求10000字。畢業(yè)論文須由學(xué)生個(gè)人獨(dú)立撰寫完成。論文要求緊扣題目,搜集

48、資料充分,能綜合運(yùn)用有關(guān)基礎(chǔ)理論知識(shí),對(duì)具體問題進(jìn)行全面深入的分析和研究,提出一定的個(gè)人見解,有一定的創(chuàng)新之處,所提建議對(duì)實(shí)際工作改進(jìn)有參考價(jià)值,能獨(dú)立查閱并正確引用中外文有關(guān)文獻(xiàn)。要求文字通順簡(jiǎn)練,條理層次清晰,思路清楚,書寫整齊,圖表準(zhǔn)確等。 三、計(jì)劃進(jìn)度 2010年10月 確定選題,檢索文獻(xiàn); 2010年11月 下達(dá)任務(wù)書; 2010年12月 完成文獻(xiàn)綜述、開題報(bào)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(xiàn)

49、 崔新健著:《外商對(duì)華直接投資的決定因素》,中國發(fā)展出版社2001年版。 陳繼勇著《國際直接投資的新發(fā)展與外商對(duì)華直接投資研究》,人民出版社2004版。 王雪標(biāo)、王志強(qiáng)著《財(cái)政政策、金融政策與協(xié)整分析》,東北財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社2001年版。 楊先明、趙果慶、張錦、潘小春著:《國際直接投資、技術(shù)轉(zhuǎn)移與中國技術(shù)發(fā)展》,科學(xué)出版社2004年版。 陳濤濤:《外商直接投資行業(yè)內(nèi)溢出效應(yīng)》,經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社2004年版。 蕭政、沈艷:《外國直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系及影響》,《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2002年第一期。 魏后凱:《FDI對(duì)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響》,《經(jīng)濟(jì)研究》2002年第4期。 沈坤榮、

50、耿強(qiáng):《外商直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)??中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析》,《中國社會(huì)科學(xué)》2001年第5期。 張海洋、劉海云:《外資溢出效應(yīng)與競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)中國工業(yè)部門的影響》,《國際貿(mào)易問題》2004第3期。 沈克華《FDI與我國出口總量及結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施投入的相關(guān)關(guān)系分析》,《國際貿(mào)易問題》2003年第7期。 劉曉鵬:《協(xié)整分析與誤差修正模型??我國對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究》《南開經(jīng)濟(jì)研究》2001年第5期。 程惠芳:《國際直接投資與開放型內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》,《經(jīng)濟(jì)研究》2002年第10期。 國家統(tǒng)計(jì)局:《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(1990~2008) 沈坤榮:1978-1997年中

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