ＦＤＩ技術外溢、Ｒ＆Ｄ活動與我國經濟增長

[摘 要] 本文利用中國29個省、市、自治區和直轄市從1986年～2006年的相應數據，將FDI和國內RD的作為影響經濟增長的重要因素，納入經過改造后的巴羅的領導者——跟隨者模型，構建出技術進步促進的經濟增長模型。計量結果表明FDI促進了中國技術進步，而且FDI對東、中、西部的經濟增長效應遞減。

[關鍵詞] FDI RD活動 技術進步 經濟增長

一、FDI技術外溢、RD活動與經濟增長關系的模型解析

首先將巴羅在技術變遷模型中的生產函數改造并動態化為總體生產函數：

0<α<1(1)

其中Yj是企業的產出，Hi為勞動投入，Xij是第j種專業化中間產品的使用量。生產函數規定了每種投入Xij和Hi的邊際生產率遞減，而兩種投入合在一起則規模報酬不變。技術進步采取了擴大可利用的專業化中間品數目N的形式。為了考察N增加的影響，假定以同質產品流Y的單位來衡量所有價格，即Xij=Xi。結合(1)式可得產出數量為:

Yi=ALi1-α(NXi)αN1-α (2)

以創新者模型為基礎，將跟隨國代表性廠商的生產函數設定為:

(3)

0＜α＜1，其中A是生產率參數，表示政府政策的不同側面——例如稅收、公共設施的提供等。N為可被跟隨國利用的中間產品數量，Hj為勞動投入，Xij是第j種專業化中間產品的投入量。

假定跟隨國對第j種中間品的采用可以得到在該國內對該產品生產和銷售的永久壟斷權，從而跟隨國的模仿就類似于領導國的創新。假定跟隨國的模仿成本為不可忽略的，有研究證明轉移成本是顯著的。

最終產品生產者利潤最大化要求最終產品價格Pj與最終產品邊際產量相等，由(3)式可得邊際產量，于是得等式:

=AHi1-αXijα-1=pj，變形得Xij=Hi(Aα/pj)1/(1-α)

假定中間產品一旦被發明出來后，第j種中間產品的生產成本為1單位Y。因此從發明第j種中間產品中獲得的報酬現值為:

V(t)=(Pj-1)Xje-r(v，t)(v-t)dv(4)

其中Xj是每一時期所生產的總數量，r(v，t)=[1/(v-t)]r(w)dw是T到V時之間的平均利率，可以證明利率等于常數R，因此現值因子簡化為e-r(v-t)。

壟斷者在每一時期指定價格Pj以最大化其利潤(pj-1)Xj，其中，(5)

因此要最大化的表達式為(pj-1)H(A/pj)1/(1-α)，得壟斷價格為，Pj=P=1/α （6）

（7)式代入(6)式得，Xj=X=HA1/(1-α)α2/(1-α) (7)

由(6)式和(7)式代入(4)式并將常數項移到積分外得，

（8）

假設發明者可以自由進入，所有人都可以支付RD成本以保證(9)式的現值，即僅當V(t)=η時達到模仿的均衡。且上式要求r(t)為常數r，此時積分項簡化為1/r。因此V(t)=η要求，

（9）

根據均衡路徑條件家庭與市場均衡，由漢密爾頓函數求解的消費者最優化條件，意味著消費C的增長率由γ=(1/θ)(r-ρ)給定，代入(10)式得增長率為:

（10）

此時跟隨國處于穩定狀態。N、Y和C以相同速率γ增長。

對于發展中國家來說，技術進步有兩個基本來源：一個是國內研發，另一個是國外技術轉移，而技術轉移的一個主要途徑便是外商直接投資。在這里仿照生產函數的形式給出技術進步TG與RD和FDI的關系式TG=RDфFDI，其中國內研發和外商直接投資對技術進步的貢獻份額分別為φ和。

用RDфFDI項表示技術進步項將巴羅模型中的生產函數改造為:Y=AHα[RDфFDI]1-α (11）

結合分析(11)式的經濟增長率表達式，可以推斷出中國經濟增長的影響因素:體制改進A(由于此文數據始于1986年改革開放后，將視體制改進項不變）;人力資本存量;技術進步的成本η，包括國內研發的成本和吸收引進國外技術的成本。由此得出中國經濟增長的計量模型:

㏑GDP=a㏑H+b㏑K+c㏑RD+㏑FDI+d （12）

二、FDI、RD活動與我國經濟增長關系的計量分析

考慮到各地區經濟發展水平的差異性，下面的對FDI技術外溢、RD活動的經濟增長效應計量檢驗分中、東、西部三個地區分別進行。東部地區:在Wald-F檢驗中，F(10，181)=53.94，以1%的顯著性水平接受固定效應模型；在LM檢驗中，以1%的顯著性水平接受隨機效應模型；在區分固定效應模型還是隨機效應模型的hausman檢驗中，結果表示接受非觀測效應和解釋變量不相關的原假設。因此在對東部地區的數據進行實證檢驗時，采用隨機效應模型要優于固定效應模型。用隨機效應模型進行估計的結果如下：

㏑GDP=0.38nH+0.52㏑K+0.33㏑RD+0.11㏑FDI

上述各項指標的回歸結果都很顯著，且擬合優度達到93.85%，計量結果比較好。

根據李子奈（李子奈，2000），如果橫截面單位是隨機地抽自一個大的總體，該模型僅適用于抽到的橫截面單位，而不是樣本之外的其他單位。在這種情況下，把總體中個體的差異認為服從隨機分布可能更合適。于是對中、西部直接采用隨機效應模型，中、西部地區結果分別為:

㏑GDP=0.28㏑H+0.39㏑K+0.36㏑RD+0.05㏑FDI

㏑GDP=0.18㏑H+0.60㏑K+0.26㏑RD+0.03㏑FDI

中部地區各項指標的回歸結果都很顯著，西部地區除FDI項和RD項的P值分別為0.643和0.057不顯著外，其他指標都以1%的顯著性水平通過檢驗。

計量結果顯示FDI和RD活動對經濟增長的作用呈現一定的特點。首先，FDI對經濟增長的效應在東、中、西部依次遞減，在東部地區FDI增加1個百分點，可以促進經濟增長加快0.11個百分點，而中部和西部的相應指標分別為0.04和0.03。其次，不同于FDI，RD活動通過影響我國技術進步對經濟增長的效應則呈現另外的特點，在中部地區RD活動對經濟增長的貢獻最大，東部地區次之，西部最低。這應該與三個地區的經濟發展水平、FDI分布、RD活動投入和成果應用程度以及社會文化環境有差異等因素有關。東部地區無論是在吸引FDI以及跨國公司技術投入方面，還是在基礎設施等方面都遠高于中西部地區，因此東部地區在利用FDI的量和質上都要強于中西部地區。跨國公司選擇研發中心也多數考慮東部發達地區。另外，跨地區的勞動力流動也應該是一部分原因，雖然勞動力從跨國公司流出到本國企業有助于技術水平的提高，但是人才流動主要在東部發達省份之間。

參考文獻:

[1]張海洋:RD兩面性、外資活動與中國工業生產率增長[J].經濟研究，2005(5)

[2]郭慶旺:中國省份經濟的全要素生產率分析[J].世界經濟， 2005(5）

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