FDI對我國經濟增長的技術溢出效應分析

郭建華

摘要：自從1978推行改革開放的政策以來，經濟一直保持著兩位數(shù)增長率，GDP在2010年達到397831億元人民幣，增長了一百多倍，F(xiàn)DI起到了十分重要的作用，技術溢出效應非常顯著。在全面揭示FD1技術溢出效益的機制基礎上，構建以內生經濟增長理論為指導，以FDI存量為內生變量的經濟增長模型，使用我國1983-2010年經濟數(shù)據(jù)，實證研究FDl的溢出效應以及對我國技術進步起的推動作用。

關鍵詞：內生經濟增長模型；技術溢出；我國技術進步

中圖分類號：F74

文獻標識碼：A

doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.18.019

2.1平穩(wěn)性檢驗

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

通過上述檢驗，在5%的顯著水平下，InY、InFDI、In（FDI/GDP）、InL與InK在水平值的ADF絕對值都小于5%臨界值的絕對值，表明四個變量的水平值都存在單位根，均為非平穩(wěn)時間序列，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、長期關系，需要采用協(xié)整分析對（6）式中的各經濟變量之間的長期關系進行分析。

2.2協(xié)整檢驗

為了檢驗InGDP、InFDI、In（FDI/GDP）、InL與InK是否存在長期均衡關系，需要進行協(xié)整檢驗。關于協(xié)整檢驗方法主要有Engle和Granger（1987）提出的基于協(xié)整回歸殘差序列進行檢驗的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)的檢驗方法（簡稱JJ法）。E-G兩步法僅適用于檢驗兩個變量之間的協(xié)整關系，JJ法適用于多個變量模型，本文分析采JJ法。協(xié)整檢驗對于變量的滯后階數(shù)比較敏感，不恰當?shù)臏箅A數(shù)可能導致錯誤的協(xié)整。

在確定了最后的滯后階數(shù)后，還有必要進一步確定協(xié)整方程的形式，時間序列中的協(xié)整檢驗主要有5種形式。由表1可知：本文中五個變量都含有時間趨勢，且都含有常數(shù)項，因此選擇協(xié)整方程中含有常數(shù)項和線形趨勢，VAR模型中沒有趨勢項的檢驗形式。在上述檢驗形式下，采用O-L臨界值標準要比采用MHM標準更為準確和科學，檢驗的結果如表3（a）、（b）所示。

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

2.3結果分析

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率一定條件下，外商直接投資存量占我國GDP的比重每提高1%，將提高我國技術進步率0.0817%；在外商直接投資存量占我國GDP比重一定條件下，外資企業(yè)生產效率每提高1%，將帶來我國技術進步率提高0.2334。當外資企業(yè)提高自身生產率，外商直接投資存量在我國GDP比重同時上升1%，兩者對技術進步的貢獻是0.4601%。

3.結論

FDI通過前向關聯(lián)與后向關聯(lián)效應、競爭效應、示范N范效應、人員培訓與流動效應等四種渠道對國內企業(yè)實現(xiàn)技術溢出。外資的技術溢出凈效應是上述四個效應相互作用、相互影響的共同作用的結果。東道國市場規(guī)模與市場結構、國內外企業(yè)技術差距、東道國人力資本水平都對FDI溢出效應產生影響。

外資企業(yè)技術溢出機會供給短缺，國內企業(yè)吸收能力不足，技術溢出渠道失效與我國對外資政策扭曲等因素都是導致我國外資技術溢出作用較低的原因。