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外商直接投资对我国外溢效应的实证分析

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姿分新　外高壶摇投资对皲国外　效应的雾证分析　钱信松　苏州大学商学院　［摘要］本文通过计量模型分析了ＦＤＩ对我国的外溢效应，证实了这种外溢效应的存在性和显著性。接着又对影响外溢　效应的内部因素进行了分析，认为人力资本是影响外商直接投资外溢效应的重要因素，我国经济开放度的提高、基础设施的　建设与完善都有助于增强外商直接投资的外溢效应。　【关键词］外商直接投资　外溢效应　人力资本　外商直接投资（ＦＤＩ）的　外溢效应”是指ＦＤＩ对东道国的经　济效率和经济增长或发展能力发生无意识影响的间接作用。从跨　国投资外溢效应的途径人手　有以下四个途径可以产生ＦＤＩ的正　向外溢效应，即市场竞争，人力资本的流动．技术示范与模仿和　东道国当地企业与跨国公司的前后向关联。另外　ＦＤＩ对东道国的　负向外溢效应同样存在。　一、外商直接投资对我国外溢效应的量化与实证分析　借鉴Ｆｅｄｅｒ（１　９８２）的做法，本文也通过抽象．假设：（１）中　国的经济体系只包括内资与外资两大部门，只使用劳动和资本两　种生产要素；（２）内资部门的产出不仅受到本部门所投入的劳动　与资本的量的影响　还受到外商直接投资　外溢效应　的影响：　（３）劳动与资本边际生产力在两部门之间存在稳定的差异关系。　依据上述假设，用数学方程来表示外溢效应如下：　Ｗ＝ｗ（Ｌｗ，Ｋｗ）　Ｎ＝ｎ（Ｌｎ，Ｋｎ　Ｋｗ）　Ｙ＝Ｖ　（１）　其中，Ｗ、Ｎ分别代表外资和内资部门所创造的ＧＤＰ，Ｌ、Ｋ分　别代表劳动和资本的投入量，下标表示部门。显然，国内劳动投　入总量Ｌ和资本投入总量Ｋ可以分别表示为Ｌ＝Ｌｗ＋Ｌｎ，Ｋ＝Ｋｗ＋Ｋｎ。　Ｙ表示ＧＤＰ总量。　进一步假设ｗＩ和ｗｋ为外资部门的劳动力和资本边际生产率，　ｎｌ和ｎｋ则表示内资部门的劳动力和资本边际生产率，且有：　ｗｆ／ｎＩ＝ｗｋ／ｎｋ　１＋￡。　（２）　其中￡是外资和内资部门相对边际生产率的差异。　对等式（１）两边求全微分并结合其他关系可以得到：　ｄＹ＝ｎｌｄＬ＋￡ｎＩｄＬｗ＋ｎｋｄＫ十（￡ｎｋ＋ｎｗ）ｄＫｗ　（３）　其中ｎｗ＝　Ｎ／。Ｋ　对方程（３）两边同时除以Ｙ，并将ｄＫ视同中国每年固定资　产投资总额Ｉ，将ｄＫｗ视同中国每年实际直接吸收外资额１ｗ，再　加入常数项Ｃ和随即误差项ｕ．即可导出所需要的回归方程：　ｄＹ／Ｙ＝ｃ＋　（ｄＬ／Ｌ）＋Ｄ（ｄＬｗ／Ｌｗ）＋Ｙ　Ｉ／Ｙ＋ｅ　１ｗ／Ｙ＋ｕ　其中　＝（　Ｎ／Ｙ）／（　Ｌｎ／Ｌ）＝（Ｎ／Ｙ）　（　Ｎ／Ｎ）／（　Ｌｎ／Ｌ）］　ｐ＝［￡／（１＋￡）］（。ｗ／Ｙ）／（　Ｌｗ／Ｌ）＝［￡／（１＋￡）］（Ｗ／Ｙ）　［（　ｗ／ｗ）／（　Ｌｗ／Ｌｗ）］　Ｙ＝ｎｋ　‘　０＝￡ｎｋ＋ｎｗ　《态场现代化》２００８年１２嗣（Ｉ－匍－ｌ：ｌＪ）总第５５９期　对回归方程的各参数加以分析　可以看出　和Ｄ与内、外资　部门的劳动产出弹性之间存在着直接的正相关关系。Ｙ表示内资　部门投资的边际产品贡献，８表示外资部门投资由于较高的生产　效率所产生的超额边际产品贡献与外资对内资部门的外溢效应所　产生的边际产品贡献之和，ｖ与ｅ两者之和则是外商对华直接投　资直接与间接的边际产品总贡献。　本文根据中国统计年鉴（２０００年～２００７年）选取１　９８５年～　２００６年的数据，包括ＧＤＰ、从业人数、外资部门从业人数、固定　资产投资总数和ＦＤＩ。运用ＴＳＰ软件进行回归，结果如下：　ｄＹ／Ｙ＝Ｏ　１　６３４－０．２２８８ｄＬ／Ｌ＋Ｏ　１　０７４ｄＬｗ　／Ｌｗ－Ｏ　２９３９１／Ｙ＋１　９９２８１ｗ／Ｙ　（０．７６３５）（－０．３１７２）（１．３４７０）　（－０．５２１４）（１　１８２４）　（Ｒ２　Ｏ一９８２　Ｒ　修正＝Ｏ．０３０９，Ｓ　Ｅ．＝Ｏ．０８８６．Ｄ　Ｗ．＝１　１０８４，　Ｆ＝０．８６５３）　对回归结果加以分析．除了ｓＥ值比较合理之外，其他检验值　均明显偏低，解释变量的显著性较弱，回归结果拟合度很不理想。　重新审视１　９８５年～２００６年的数据，我们发现１　９９２年前后数据出　现很大的跳跃性。究其原因主要可以归结为：其一，１　９９２年邓小　平南巡讲话加快了我国引进外资的进程；其二，我国确立符合市　场需求的、管理浮动的、单一汇率制始于１　９９４年，此前汇率的大　幅度波动对回归结果也会有较大的影响。因此，我们将样本空间　调整为１　９９４年～２００６年　以期能够使回归结果更好地反映经济　现实与走势。再次进行回归，结果如下：　ｄＹ／Ｙ＝Ｏ　０２４５＋８．２７０１　ｄＬ／Ｌ＋Ｏ．７４０９Ｌｗ／Ｌｗ＋０．２９８６１／Ｙ＋０．　８７２８１ｗ／Ｙ　（０．０８３６）（０　６５４４）　｛２　８１　５０）　（２．６４２５）　（２　２１　８２）　（Ｒ　＝０ｌ　９２６６，Ｒ　修正＝Ｏ．８６８０，Ｓ．Ｅ．＝０．０３５１．Ｄ　Ｗ．＝　４８４８．　Ｆ＝１　５　７８９９）　显然，调整后的回归结果明显优于原回归结果，回归的拟和　度非常好．Ｆ检验值显著提高，Ｄ　ｗ．检验值更接近于２．说明基　本上排除了自相关．而且ｓＥ值更小了。各检验值表示模型总体比　较令人满意。参数０的回归值为０．８７２８　较高的ｅ值说明外商直　接投资对ＧＤＰ增长的外溢效应相当显著。较高的Ｙ值一方面表明　内资部门投资的边际产品贡献也相当可观——当然这其中离不开　外资部门的示范带动作用　另一方面也进一步印证了外商直接投　资对中国经济增长强大的推动作用。

　投姿分祈　二、影响外溢效应的内部因素分析　本文下面将进一步分析各类内部因素对外商直接投资外溢效　应的影响作用。　（１）人力资本存量。Ｂｏｒｅｎｓｚｔｅｉｎ　ｅｔ　ａ１．（１　９９８）研究结果表明．　东道国人力资本存量是影响ＦＤＩ外溢效应的关键因素　而且ＦＤＩ的　外溢效应存在”临界水平”，即只有东道国人力资本存量足够丰裕　时，东道国经济才能吸收ＦＤＩ的外溢。遵循已有研究（Ｂａｒｒｏ＆Ｓａｌａ－　ｌ—Ｍａｒｔ．ｎ　１　９９５）　此处采用中学生入学率（ＭＳＣＨ）来表示人力资本　存量。　（２）经济开放度。Ｆｉｎｄｌｅｙ（１　９７８）、Ｂａｔｉｚ（１　９９１）从中间产品投入　多样化的角度证实了对外开放程度与ＦＤＩ外溢效应之间的正相关　性。由于ＦＤＩ与出口贸易之间的替代或互补关系直接影响了ＦＤＩ的　外溢效果，因此本文选用出口依存度（ＥＸＤ）来衡量我国经济的　对外开放度。　（３）国内市场竞争程度。一般认为，如果东道国国内市场竞　争程度越高　外资企业对内资企业的外溢效应就越明显。　Ｇｌｏｂｅｒｍａｎ（１　９７９）、Ｄｕｎｎｉｎｇ（１　９９３）等人研究都表明外资企业的进入　打破了东道国尤其是发展中东道国原有的国内市场的垄断局面，　加剧了市场竞争的激烈程度，因而国内生产竞争度与外资比重存　在着正相关性。本文在这里用市场竞争程度（ＳＨＡＲＥ）来表示。　（４）基础设施建设。完善的基础设施不仅可以成为吸引具有　较高素质的ＦＤＩ的重要优势条件，从而提高外溢效应来源的质量　和规模。且基础设施的完善程度与当地ＦＤＩ企业外溢效应的大小　呈正相关关系。本文在这里使用邮电业务量（ＴＥＬＥ）来表示。　以ＦＤＩ的外溢效应ＳＰＩＬＬ为因变量　对人力资本（ＭＳＣＨ）、经　济开放度（ＥＸＤ）、市场竞争程度（ＳＨＡＲＥ）、基础设施建设（ＴＥＬＥ）　４个白变量进行回归分析，本文根据中国统计年鉴（２００２年～２００７　年）选取１　９９０年～２００６年的样本数据，得到的回归结果见下表。　回归结果表　自交耋　①　⑦　固　自变鬟　①　＠　＠　ｃ　０。１９６９　０，４５７７　Ｏ．７２籍　懿Ｄ　２．Ｏｎ５　２。０４９　２　５９０４　（０．１９８９）　（３．５５４ｇ）　（５。８０６２）　（＆５４Ｏ６）　（１．５２５９）　（５．０９３１）　０．。ｏ８９　Ｓｆ　ｔ．４１槽　一《．５４３４　－＆３８５２　（１。２５３１）　（３．８６１。）　（一ｌ＿６６６６）　（ｑ．６３２８）　ｌｌｓｃＩＩ幸ＰＤＩ　Ｉ．４５Ｅ－０７　托ＬＥ　ｎ　０００１　ｇ．５８Ｅ＿ｏ５　Ｏ．０ｏ０２　Ｉ１０６）　（ｉ．３４６ｓｊ　（１．５９９１）　８６０９）　Ｏ０Ｕ　浇＊ＦＤＩ　７．７５Ｅ＿。５　Ｒ　修正　０．８５０４　０．９４７８　９４７７　（２．４０００）　Ｆ　１０．９４６２　１０．７４８４　３２．６８９６　瑚　２　８卯３　２　７６９８　２　６２３７　通过回归分析　我们看到，经济开放度对外溢效应具有正向　影响。本文采用的是出口开放度来替代经济开放度．表明了我国　外商直接投资与出１：３贸易主要是互补关系，也较好地吻合了我国　长期以来坚持出口导向型的引资战略。　市场竞争程度与外溢效应存在正相关　表明外资企业的进入　通过打破原有的市场垄断、增强我国国内市场竞争而促进了外溢　效果。这与Ｄｕｎｎｉｎｇ（１　９９３）等人的研究结果是类似的。　基础设施建设变量的系数为正．说明我国基础设施的建设与　完善是增进外资企业外溢效应的重要因素。我国完备的基础设施　建设不仅有利于吸引外商直接投资，而且有助于国内企业吸收外　商企业生产中所采用的先进技术。　与已有的研究结果不同的是．我们回归结果中人力资本变量　系数虽然为正　但ｔ统计值没有通过显著性检验。众多学者研究　结果都发现东道国以人力资本为载体的吸收能力决定了本国企业　到底能在多大程度上吸收、消化外资企业技术。Ｂｏｒｅｎｓｚｔｅｉｎ　ｅｔ　ａ１．　（１　９９８）研究发现　外商直接投资与东道国人力资本的结合效果　决定了外资企业对东道国经济增长的影响作用。借鉴这一思想，　我们对回归方程进行了改进，用人力资本与我国外商直接投资的　乘积（ＭＳＣＨ×ＦＤＩ）来代替ＭＳＣＨ变量，从而来考察人力资本是　否与外商直接投资结合起来一起影响了ＦＤＩ的外溢效应。同时　为　了比较研究　我们分别采用中学生入学率（ＭＳＣＨ）与大学生入　学率（ＣＯＬＬＥＧＥ）来衡量人力资本　以它们与外商直接投资的乘　积项进行回归．得到回归结果（见上表②、③）。回归方程、系　数统计意义均显著。将回归结果②、③与①进行比较，可以得到　以下几点结论。　（１）比较各个回归方程的Ｒ２修正值，我们发现结果②　⑨的　拟合度明显提高，说明比起单纯的人力资本积累而言　东道国人　力资本与外商直接投资的相互结合才是影响外溢效应的关键因　素。同时．②、③中人力资本替代指标与ＦＤＩ的乘积项的回归系　数ｔ统计值均高于结果①中ＭＳＣＨ变量．也为这一结论提供了支　持。　（２）在加入人力资本与外商直接投资的乘积项之后，市场竞　争程度（ＳＨＡＲＥ）与外溢效应的关系由正相关变为负相关，表明　难以准确刻画这一变量对外溢效应的具体影响。Ｋｏｋｋｏ（１　９９６）指　出，大量的外资进入本国市场对国内企业外溢效应的影响也具有　双重效应。一方面推动了本国企业的技术进步，另～方面过多的　外商直接投资又往往容易导致外资企业对本国市场形成新的垄断　局面。　（３）通过比较ＭＳＣＨ＊ＦＤＩ、ＣＯＬＬＥＧＥ＊ＦＤＩ乘积的回归系数ｔ统　计值可以发现．ＦＤＩ与人力资本相结合更多的是与具有初、高中　教育水平的劳动者结合在一起．这一回归结果反映了我国ＦＤＩ以　加工贸易业为主的显著特点。加工贸易业多属劳动密集型行业，　对劳动者教育程度要求不高，因此具有中学教育程度的劳动者反　而比具有大学教育程度的劳动者能够较好地与ＦＤＩ结合在一起，　其中～个原因就在于前者有着后者所不具备的相对　廉价劳动　力　优势。　参考文献：　【１】王　飞：外国直接投资促进了国内工业企业技术进步吗？　［Ｊ】．世界经济研究，２００５年第４期　【２】沈坤荣：外国直接投资的外溢效应分析［Ｊ］．金融研究，２００５　年第９期　《商场现代化　２００８年１２闷（

上旬刊）总第５５９期

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外商直接投资对我国外溢效应的实证分析

外商直接投资对我国外溢效应的实证分析

姿分新　外高壶摇投资对皲国外　效应的雾证分析　钱信松　苏州大学商学院　［摘要］本文通过计量模型分析了ＦＤＩ对我国的外溢效应，证实了这种外溢效应的存在性和显著性。接着又对影响外溢　效应的内部因素进行了分析，认为人力资本是影响外商直接投资外溢效应的重要因素，我国经济开放度的提高、基础设施的　建设与完善都有助于增强外商直接投资的外溢效应。　【关键词］外商直接投资　外溢效应　人力资本　外商直接投资（ＦＤＩ）的　外溢效应”是指ＦＤＩ对东道国的经　济效率和经济增长或发展能力发生无意识影响的间接作用。从跨　国投资外溢效应的途径人手　有以下四个途径可以产生ＦＤＩ的正　向外溢效应，即市场竞争，人力资本的流动．技术示范与模仿和　东道国当地企业与跨国公司的前后向关联。另外　ＦＤＩ对东道国的　负向外溢效应同样存在。　一、外商直接投资对我国外溢效应的量化与实证分析　借鉴Ｆｅｄｅｒ（１　９８２）的做法，本文也通过抽象．假设：（１）中　国的经济体系只包括内资与外资两大部门，只使用劳动和资本两　种生产要素；（２）内资部门的产出不仅受到本部门所投入的劳动　与资本的量的影响　还受到外商直接投资　外溢效应　的影响：　（３）劳动与资本边际生产力在两部门之间存在稳定的差异关系。　依据上述假设，用数学方程来表示外溢效应如下：　Ｗ＝ｗ（Ｌｗ，Ｋｗ）　Ｎ＝ｎ（Ｌｎ，Ｋｎ　Ｋｗ）　Ｙ＝Ｖ　（１）　其中，Ｗ、Ｎ分别代表外资和内资部门所创造的ＧＤＰ，Ｌ、Ｋ分　别代表劳动和资本的投入量，下标表示部门。显然，国内劳动投　入总量Ｌ和资本投入总量Ｋ可以分别表示为Ｌ＝Ｌｗ＋Ｌｎ，Ｋ＝Ｋｗ＋Ｋｎ。　Ｙ表示ＧＤＰ总量。　进一步假设ｗＩ和ｗｋ为外资部门的劳动力和资本边际生产率，　ｎｌ和ｎｋ则表示内资部门的劳动力和资本边际生产率，且有：　ｗｆ／ｎＩ＝ｗｋ／ｎｋ　１＋￡。　（２）　其中￡是外资和内资部门相对边际生产率的差异。　对等式（１）两边求全微分并结合其他关系可以得到：　ｄＹ＝ｎｌｄＬ＋￡ｎＩｄＬｗ＋ｎｋｄＫ十（￡ｎｋ＋ｎｗ）ｄＫｗ　（３）　其中ｎｗ＝　Ｎ／。Ｋ　对方程（３）两边同时除以Ｙ，并将ｄＫ视同中国每年固定资　产投资总额Ｉ，将ｄＫｗ视同中国每年实际直接吸收外资额１ｗ，再　加入常数项Ｃ和随即误差项ｕ．即可导出所需要的回归方程：　ｄＹ／Ｙ＝ｃ＋　（ｄＬ／Ｌ）＋Ｄ（ｄＬｗ／Ｌｗ）＋Ｙ　Ｉ／Ｙ＋ｅ　１ｗ／Ｙ＋ｕ　其中　＝（　Ｎ／Ｙ）／（　Ｌｎ／Ｌ）＝（Ｎ／Ｙ）　（　Ｎ／Ｎ）／（　Ｌｎ／Ｌ）］　ｐ＝［￡／（１＋￡）］（。ｗ／Ｙ）／（　Ｌｗ／Ｌ）＝［￡／（１＋￡）］（Ｗ／Ｙ）　［（　ｗ／ｗ）／（　Ｌｗ／Ｌｗ）］　Ｙ＝ｎｋ　‘　０＝￡ｎｋ＋ｎｗ　《态场现代化》２００８年１２嗣（Ｉ－匍－ｌ：ｌＪ）总第５５９期　对回归方程的各参数加以分析　可以看出　和Ｄ与内、外资　部门的劳动产出弹性之间存在着直接的正相关关系。Ｙ表示内资　部门投资的边际产品贡献，８表示外资部门投资由于较高的生产　效率所产生的超额边际产品贡献与外资对内资部门的外溢效应所　产生的边际产品贡献之和，ｖ与ｅ两者之和则是外商对华直接投　资直接与间接的边际产品总贡献。　本文根据中国统计年鉴（２０００年～２００７年）选取１　９８５年～　２００６年的数据，包括ＧＤＰ、从业人数、外资部门从业人数、固定　资产投资总数和ＦＤＩ。运用ＴＳＰ软件进行回归，结果如下：　ｄＹ／Ｙ＝Ｏ　１　６３４－０．２２８８ｄＬ／Ｌ＋Ｏ　１　０７４ｄＬｗ　／Ｌｗ－Ｏ　２９３９１／Ｙ＋１　９９２８１ｗ／Ｙ　（０．７６３５）（－０．３１７２）（１．３４７０）　（－０．５２１４）（１　１８２４）　（Ｒ２　Ｏ一９８２　Ｒ　修正＝Ｏ．０３０９，Ｓ　Ｅ．＝Ｏ．０８８６．Ｄ　Ｗ．＝１　１０８４，　Ｆ＝０．８６５３）　对回归结果加以分析．除了ｓＥ值比较合理之外，其他检验值　均明显偏低，解释变量的显著性较弱，回归结果拟合度很不理想。　重新审视１　９８５年～２００６年的数据，我们发现１　９９２年前后数据出　现很大的跳跃性。究其原因主要可以归结为：其一，１　９９２年邓小　平南巡讲话加快了我国引进外资的进程；其二，我国确立符合市　场需求的、管理浮动的、单一汇率制始于１　９９４年，此前汇率的大　幅度波动对回归结果也会有较大的影响。因此，我们将样本空间　调整为１　９９４年～２００６年　以期能够使回归结果更好地反映经济　现实与走势。再次进行回归，结果如下：　ｄＹ／Ｙ＝Ｏ　０２４５＋８．２７０１　ｄＬ／Ｌ＋Ｏ．７４０９Ｌｗ／Ｌｗ＋０．２９８６１／Ｙ＋０．　８７２８１ｗ／Ｙ　（０．０８３６）（０　６５４４）　｛２　８１　５０）　（２．６４２５）　（２　２１　８２）　（Ｒ　＝０ｌ　９２６６，Ｒ　修正＝Ｏ．８６８０，Ｓ．Ｅ．＝０．０３５１．Ｄ　Ｗ．＝　４８４８．　Ｆ＝１　５　７８９９）　显然，调整后的回归结果明显优于原回归结果，回归的拟和　度非常好．Ｆ检验值显著提高，Ｄ　ｗ．检验值更接近于２．说明基　本上排除了自相关．而且ｓＥ值更小了。各检验值表示模型总体比　较令人满意。参数０的回归值为０．８７２８　较高的ｅ值说明外商直　接投资对ＧＤＰ增长的外溢效应相当显著。较高的Ｙ值一方面表明　内资部门投资的边际产品贡献也相当可观——当然这其中离不开　外资部门的示范带动作用　另一方面也进一步印证了外商直接投　资对中国经济增长强大的推动作用。

浙江省外商直接投资技术外溢效应实证研究

浙江省外商直接投资技术外溢效应实证研究

２００８年第６期　总第１６８期　黑龙江对外经贸　ＨＬＪ　Ｆｏｒｅｉｇｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｌａｔｉｏｎｓ＆Ｔｒａｄｅ　Ｎｏ．６，２００８　Ｓｅｒｉａｌ　Ｎｏ．１６８　

［利用外资］　

浙江省外商直接投资　

技术外溢效应实证研究　

单亚东　

（浙江东方职业技术学院，浙江台州３１８０００）　

［摘要］本文通过构建回归模型，从行业、城市和因果关系三个层面定量分析了浙江省外商直接投资技　术外溢效应，最后得出结论：ＦＤＩ（外商直接投资）能通过对内资企业的技术外溢效应而促进浙江省经济增长。　因此，今后相关外资政策的制定不应该只一味强调引入外资的数量，而必须从影响ＦＤＩ技术外溢效果的诸种因　素出发，充分发挥外资对当地内资企业的辐射作用以促进浙江省经济长期增长。　［关键词］外商直接投资；技术外溢效应　［中图分类号］Ｆ８３０．５９　［文献标识码］Ａ　［文章编号］１００２—２８８０（２００８）０６—００４４—０４　

技术外溢效应是指由于跨国企业的进入或参与而使　东道国本土企业所获得的在其劳动生产率方面的进步。　跨国企业在东道国投资时，无法获取由其劳动生产率和　运作效率方面的优势所带来的全部好处，从而使东道国　本土企业受益，这就是技术外溢效应。国外该领域的主　要学者有Ｃａｖｅｓ（１９７４），Ｂｌｏｍｓｔｒｏｍ（１９９４）和Ｋｏｋｋ（１９９６）等。　国际上针对ＦＤＩ技术外溢效应的研究包括丰富的经验研　究成果和一定数量的案例研究成果，研究所涉及的国家　范围非常广泛，既包括一些典型的发达国家，也包括众多　的发展中国家。国内针对宏观层面的ＦＤＩ技术外溢效应　的研究较为丰富，主要学者有江小涓（２００２），张建华　（２００３），陈涛涛（２００３），秦晓钟（１９９８）和姚洋（２００１）等。但　在深度方面，与国际上的同类研究尚有较大的差距，尤其　是缺乏针对浙江省的分析。　一、模型和数据　（一）模型　本文将根据扩展的柯布一道格拉斯（Ｃｏｂｂ—Ｄｏｕｇｌａｓ）　生产函数基本模型，借鉴Ｍｉｇｕｅｌ　Ｄ．Ｒａｍｌｒｅｚ（２０００）的研究　方法，设定如下回归模型：Ｉｎ　＝ＡｌＩｎ　＋Ａ　２Ｉｎ　＋Ａ３Ｉｎ　＋ｅ，其中ｅ是残差项，ＦＤＩ的技术外溢系数　是研究的主　要对象。如果　＞０，而且从统计上看是显著的，说明ＦＤＩ　对经济增长有积极的技术外溢作用；如果　＜０，而且从　统计上看是显著的，则说明ＦＤＩ不仅没有发挥新增长理论　所预言的技术外溢效应，相反，还抑制了经济增长。　（二）数据　本文取用的数据的统计结构分为行业数据、城市数　据和因果关系检验数据三个层面。行业数据和因果关系　检验数据从｛２００４浙江统计年鉴》获得，城市数据则选用　２００４年较有代表性的浙江省杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍　兴、温州、金华和台州８个城市的各市统计年鉴。同时选　择工业经济作为分析的对象。整个工业的产出用“工业　总产值”来代表。外资企业的产出用“港澳台投资经济”　——４４——　和“外商投资经济”的工业总产值之和来代表。内资企业　的产出则为两者的差值。同理，其他有关内资企业的变　量亦由全部工业企业该变量的数值与外资企业数值之差　代表。企业的劳动投入用每年的“全部职工年平均人数”　来衡量。在衡量资本投入时，由于很难找到西方经济意　义上的资本存量，因此，本文拟采用１９９７年后开始统计的　“年末资产总计”或“资产总计”计量企业资本投入，以求　准确描述内资与外资问的差异性，以及由此产生的技术　外溢效果。　二、检验结果及分析　（一）行业数据计量检验及结果分析　首先，将２００３年浙江省工业类的全部３８个行业各个　行业的数据视为一个整体，研究总的ＦＤＩ技术外溢效应；　接着，根据不同的技术外溢渠道选择相关变量将各个行　业划归各个独立的次级样本组，具体分析ＦＤＩ的技术外溢　渠道。模型因变量选取工业增加值。　Ｉｎ　：ＡｌＩｎ　＋Ａ　２Ｉｎ　＋Ａ　３Ｉｎ　（１）　０．０ｌ９４７２　０．９８３６１９　０．０５１６６６　（０．９３３１６７）　（４６、６３１９２）　（２．５９４２７４）　Ｒ　＝０．９９３５８２，Ｒ＝０．９９３１３９，Ｄ—Ｗ＝１．７１９０８５，Ｆ：　２２４４．６６７　总体数据回归得到了正外溢系数，但从检验结果无　法判明究竟是反映了ＦＤＩ产生了技术外溢还是ＦＤＩ进入　了劳动生产率较高的本地行业。为了解决这一疑问，本　文对ＦＤＩ和行业劳动生产率的相关性进行了检验。从图　２和图３可以看出，ＦＤＩ的参与程度与内资企业的劳动生　产率以及内资企业劳动总产出之间并没有正相关关系，　可以认为没有明显的迹象说明ＦＤ１只是进入了浙江省劳　动生产率较高的行业，浙江省ＦＤＩ技术外溢效应确实存在　是惟一可靠的解释。　为了对外溢的总体效应有更深入的了解，下面将根　

外商直接投资的技术溢出效应——对广东省三大新兴产业的实证分析

外商直接投资的技术溢出效应——对广东省三大新兴产业的实证分析

第９卷第７期　２０１１年７月　西南农业大学学报（社会科学版）　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｓｏｕｔｈｗｅｓｔ　Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ（Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅ　Ｅｄｉｔｉｏｎ）　Ｖｏ１．９，Ｎｏ．７　Ｊｕ１．２０１１　

外商直接投资的技术溢出效应　

——对广东省三大新兴产业的实证分析　

徐　明　

（暨南大学经济学院，广东广州　５１０６３２）　

摘要：采用面板数据，研究外商直接投资对广东省三大新兴产业的技术溢出效应，在改进以往研究不足的基础上建立模型。除　技术溢出效应外，还综合考虑了外资其他渠道对产出的影响，并通过表示资产利用效率的△Ｙ／Ｋ项将企业原有的技术和外资的技　术溢出效应同时内生到生产函数中，从而得到更准确的技术溢出效应系数。实证结果显示，外资的技术溢出效应系数为一０．０２６，　并分析了产生该结果的原因。　关键词：外商直接投资；技术溢出效应；三大新兴产业　中图分类号：Ｆ１２７．６５　文献标识码：Ａ　文章编号：１６７２—５３７９（２０１１）０７—００１７—０５　

一、问题的提出　

改革开放以来，大量外资纷纷进入我国，对我国　

经济产生了深远的影响。迄今为止，外商直接投资　

仍是我国经济向前发展的重要支柱。广东作为改革　开放的前沿地带，引进的外资数量更是庞大。据相　

关部门统计，２００９年广东省新签外商直接投资项目　

４　３４６个，合同总计外资金额１７５．５８亿美元，实际使　用外商直接投资金额１９５．３５亿美元。　

外资对经济的影响之大，早已得到学者们的认　

可，他们从不同角度对这一问题进行探讨，其中重要　

的就是外资的技术溢出效应。但学界在外资技术溢　

出效应是否存在、是正效应还是负效应的问题上还　

存在不少争议，他们的结论因选取不同的研究方法　

或研究对象而异。正是如此，以某个区域或是某些　

产业为对象，研究外资的技术溢出效应，并不是旧题　

重谈，而是具有特定意义的，可为相关政策的制定提　

供参考依据。　

有鉴于此，本文选取广东省的三大新兴产业为　

外商投资对我国制造业的溢出效应分析

外商投资对我国制造业的溢出效应分析

２ＯＯ９年５月　总第６３期第３期　哈尔滨市委党校学报　ＴＨＥ　ＪＯＵＲＮＡＬＯＦＨＡＲＢＩＮ　ＣＯＭＭｒｒｒＥＥ　ＳＣＨＯＯＬＯＦＴＨＥ　ＣＣＰ　Ｍａｙ．，２ＯＯ９　Ｓｅｒｉａｌ　Ｎｏ．６３　Ｎｏ．３　

・经济探求・　

外商投资对我国制造业的溢出效应分析　

沈鹏远　

（中共哈尔滨市委党校，哈尔滨１５００８０）　

摘要：我国已经成为制造业大国，但是制造业的自主创新能力，核心竞争力仍然很弱。外商直接投资拉动了　我国制造业的发展，也导致我国制造业整体水平很低。由于外商投资对我国制造业的溢出效应为负，因此，我国必　须合理调整外商直接投资的引进政策，完善产业技术政策，从而提高我国制造业的国际竞争力。　关键词：溢出效应；制造业；国际竞争力　

中图分类号：Ｆ７２５．４　文献标志码：Ａ　文章编号：１００８—８５２ｏ（２００９）０３—００３５—０３　

外商直接投资溢出效应在现实生活中十分复　

杂，有正有负。外商直接投资的正溢出效应主要是　

技术溢出。同时，负溢出效应也存在，外商直接投资　抢占了国内市场，内资企业成为了外资企业的加工　

厂，处于价值链低端，赚取少量利润。长期以来，形　

成了只见外贸大幅增长，不见制造业竞争力提高的　

局面。从而出现了美国次贷危机之后，大批沿海企　业倒闭的现象。本文试图对外商直接投资的溢出效　

应进行实证分析。　

一、外商直接投资溢出效应的实证分析　

（一）模型假定　

Ｋｏｋｋｏ（１９９４）、Ｓｊｏｈｌｍ（１９９９）、Ｓｏｐｈｉａ、Ｈｏｌｅｎ（２００４）　的模型框架可概括如下：假定＿｝行业的内资企业的　

生产函数具有柯布道格拉斯生产函数形式　

＝（　）。（　）卜。　・　（１）　

ｄ表示内资企业，　表示行业，ｔ为时间。　表示　

产出，　，　：分别表示行业的内资企业所代表的内　

资企业所投入的资本和劳动。ｚ：表示一些对产出有　

影响的外生变量。例如劳动力质量、人均资本、规模　

经济、市场集中度等，ＦＤＩ也被认为是对生产有重要　影响的外生变量。产出方程可以写成：