FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)溢出效應(yīng)分析

郭建華

摘要：自從1978推行改革開放的政策以來，經(jīng)濟(jì)一直保持著兩位數(shù)增長(zhǎng)率，GDP在2010年達(dá)到397831億元人民幣，增長(zhǎng)了一百多倍，F(xiàn)DI起到了十分重要的作用，技術(shù)溢出效應(yīng)非常顯著。在全面揭示FD1技術(shù)溢出效益的機(jī)制基礎(chǔ)上，構(gòu)建以內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論為指導(dǎo)，以FDI存量為內(nèi)生變量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，使用我國(guó)1983-2010年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究FDl的溢出效應(yīng)以及對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步起的推動(dòng)作用。

關(guān)鍵詞：內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型；技術(shù)溢出；我國(guó)技術(shù)進(jìn)步

中圖分類號(hào)：F74

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.18.019

2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免經(jīng)濟(jì)變量中產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，必須對(duì)上述變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，需要采用單位根檢驗(yàn)來判定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文通過采用ADF（Aug-mented Dickey-Fuller）法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，滯后階數(shù)由AIC和SC原則確定，對(duì)InY、InFDI、InFDI/GDP、InL與InK進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的結(jié)果見表1。

通過上述檢驗(yàn)，在5%的顯著水平下，InY、InFDI、In（FDI/GDP）、InL與InK在水平值的ADF絕對(duì)值都小于5%臨界值的絕對(duì)值，表明四個(gè)變量的水平值都存在單位根，均為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但是在5%的顯著水平下，各變量的一階差分都平穩(wěn)，因此，五個(gè)變量都是一階單整的I（1）過程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定、長(zhǎng)期關(guān)系，需要采用協(xié)整分析對(duì)（6）式中的各經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行分析。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)InGDP、InFDI、In（FDI/GDP）、InL與InK是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有Engle和Granger（1987）提出的基于協(xié)整回歸殘差序列進(jìn)行檢驗(yàn)的E-G兩步法；Johan-sen（1988）和Juselius（1990）年提出的基于VAR模型的回歸系數(shù)的檢驗(yàn)方法（簡(jiǎn)稱JJ法）。E-G兩步法僅適用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，JJ法適用于多個(gè)變量模型，本文分析采JJ法。協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)于變量的滯后階數(shù)比較敏感，不恰當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的協(xié)整。

在確定了最后的滯后階數(shù)后，還有必要進(jìn)一步確定協(xié)整方程的形式，時(shí)間序列中的協(xié)整檢驗(yàn)主要有5種形式。由表1可知：本文中五個(gè)變量都含有時(shí)間趨勢(shì)，且都含有常數(shù)項(xiàng)，因此選擇協(xié)整方程中含有常數(shù)項(xiàng)和線形趨勢(shì)，VAR模型中沒有趨勢(shì)項(xiàng)的檢驗(yàn)形式。在上述檢驗(yàn)形式下，采用O-L臨界值標(biāo)準(zhǔn)要比采用MHM標(biāo)準(zhǔn)更為準(zhǔn)確和科學(xué)，檢驗(yàn)的結(jié)果如表3（a）、（b）所示。

依據(jù)表3（a）、表4（b）報(bào)告的是采用特征根跡檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)來綜合判斷可知。對(duì)于至少有三個(gè)協(xié)整向量原假設(shè)的跡統(tǒng)計(jì)量為21.1495大于5%的顯著水平下的臨界值15.4947，拒絕原假設(shè)，說明至少需要有三個(gè)協(xié)整方程。而對(duì)于“至多四個(gè)協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，其跡統(tǒng)計(jì)量的值0.30319小于5%的臨界值3.841，接受原假設(shè)，說明InGDP、InFDI、InFDI/GDP、InL與InK直接按存在的4個(gè)協(xié)整關(guān)系。同樣，我們采用最大特征值檢驗(yàn)也可以得到五個(gè)變量之間存在4個(gè)協(xié)整關(guān)系。我們選擇包含上述五個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡方程為：

2.3結(jié)果分析

通過協(xié)整方程（8）可知，入=0.0817，θ=0.2334，使用公式（3）可以得到ω=（1-入-θ）（0.2334q-0.0817）/（1-0.0817-0.2334）=0.4601。這表明在外企自身要素生產(chǎn)率一定條件下，外商直接投資存量占我國(guó)GDP的比重每提高1%，將提高我國(guó)技術(shù)進(jìn)步率0.0817%；在外商直接投資存量占我國(guó)GDP比重一定條件下，外資企業(yè)生產(chǎn)效率每提高1%，將帶來我國(guó)技術(shù)進(jìn)步率提高0.2334。當(dāng)外資企業(yè)提高自身生產(chǎn)率，外商直接投資存量在我國(guó)GDP比重同時(shí)上升1%，兩者對(duì)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)是0.4601%。

3.結(jié)論

FDI通過前向關(guān)聯(lián)與后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范N范效應(yīng)、人員培訓(xùn)與流動(dòng)效應(yīng)等四種渠道對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出。外資的技術(shù)溢出凈效應(yīng)是上述四個(gè)效應(yīng)相互作用、相互影響的共同作用的結(jié)果。東道國(guó)市場(chǎng)規(guī)模與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、國(guó)內(nèi)外企業(yè)技術(shù)差距、東道國(guó)人力資本水平都對(duì)FDI溢出效應(yīng)產(chǎn)生影響。

外資企業(yè)技術(shù)溢出機(jī)會(huì)供給短缺，國(guó)內(nèi)企業(yè)吸收能力不足，技術(shù)溢出渠道失效與我國(guó)對(duì)外資政策扭曲等因素都是導(dǎo)致我國(guó)外資技術(shù)溢出作用較低的原因。