跨国公司在广东投资的FDI技术外溢效应 第5页

国内实证研究现状
在国内，也有一定的实证研究结果。
秦晓钟等(1998)使用1995年全国第三次工业普查数据中全部39个行业的数据进行计量，结果发现FDI产生了正面溢出效应。原文请找QQ3249,114辣.文~论'文.网
姚洋(1998)利用第三次全国工业普查的资料，从中随机抽取了12个大类行业中的146704家企业作为样本，进行了多因素回归分析后得出结论：与国有企业相比，国外三资企业的技术效率高出39％，港澳台三资企业高出33％；并且在行业中如果国外三资企业数量的比重每增加一个百分点，每个企业的技术效率就会提高1．1个百分点。
何洁、许罗丹(1999)借鉴Feder(1982)的计量方法，利用生产函数建立回归方程，得出结论：外商直接投资带来的技术水平每提高一个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用(即产量的增加)就提高2．3个百分点。陈国宏等(2000)运用因果关系检验法和协整关系检验法对我国1981年以来外国直接投资于技术转移的相互关系进行经验研究，认为我国外商直接投资是技术进步的重要原因。沈坤荣等人(2000)利用1996年29个省市自治区的外商直接投资总量与各省的全要素生产率作横截面的相关分析，得出了FDI占GDP的比重每增加一个百分比，全要素生产率提高O．37个单位的结论。包群和赖明勇(2003)在Ferder(1982)动态模型的基础上测量了技术外溢效应，认为FDI对国内技术进步具有较大的技术外溢效应。
与国外学者的研究一样，国内学者都得出的结论也并非都是肯定的。陈炳才(1998)和周解波(1998)对FDI的技术外溢效应持怀疑态度，认为FDI对于我国企业技术水平和竞争力的没有明显的效果。王飞(2003)采用索洛增长速度方程对跨省数据进行了回归，却发现总体上外资并没有产生明显的溢出效应。而潘文卿(2003)的研究表明，我国的西部地区还未跨越促使外资产生正面溢出效应的发展门槛，外资在该地区甚至产生了不太显著的负面溢出效应。毕业论文http://www.751com.cn
其实，广义上的“门槛”实际上就是对FDI技术外溢效应发挥产生影响的诸多因素的某一特定水平，在“门槛”水平之上，FDI的技术外溢效应才能得以体现。
对于这些影响因素，曾有学者进行了部分的研究，如冼国明、严兵在2005年对FDI引发的我国创新溢出效应的研究表明FDI的溢出效应早现东部最强，两部次之，中部最弱的格局，并认为东部地区发达的经济发展水平、较强的吸收和创新能力为溢出效应的产生创造了必要的条件，而中西部地区则由于整体经济发展水平和技术水平的落后而没有能力对外资先进技术进行消化吸收；包群、赖明勇在2003年的实证结果表明我国经济开放度的提高、基础设施的建立与完善等因素都有助于促进外商投资企业的技术外溢效果；王志鹏和李子奈在2004年利用我国29省市在1982—2001年的面板数据所进行的实证研究也表明FDI对经济增长有促进作用，但这一促进作用需要所在地区跨越最低限度的“人力资本门槛”，否则FDI的流入会导致“飞地”效应的产生并阻碍经济的发展。何洁在2000年的研究中则从地区的经济发展水平、产业结构、开放程度、地理位置等辣个方面分析了这些因素对FDI技术外溢效应的影响，并证实在经济发展水平超过一个特定的“门槛”后，会导致FDI的技术外溢效应发生显著的跃升。

3 FDI对经济增长实证
本章将对FDI对广东经济增长的影响做实证分析，主要通过协整检验分析FDI与GDP的长期关系，并通过误差修正模型使FDI与GDP的长期关系和短期作用相结合、建立基于C—D生产函数模型以求量化FDI对经济增长的推动作用，计算外资对GDP的贡献率，内资对GDP贡献率，劳动力对GDP的贡献率，同时比较内资对GDP贡献率的大小。
3.1协整检验
在实际中，多数经济时间序列都是非平稳的，然而某些非平稳经济时间序列的某种线性组合却可能是平稳的。经济理论认为，某些经济时间序列存在长期均衡关系。例如，净收入与消费，政府支出与税收，工资与价格，进口与出口，货币流通量与价格水平，商品现期价格与期货价格之间就存在这种长期均衡关系。一般来说，上述经济时间序列属于非平稳序列。其方差与时间t成正比。看起来这些经济变量之间似乎不会存在任何均衡关系，但事实上若干个I（1）经济时间序列的某种线性组合却可能是平稳序列。
下面采取广东省1979-2009年的外商直接投资与GDP进行协整分析。首先是对FDI和GDP的进行单位根检验，结果如下：
表3-1
 变量 FDI 一阶FDI 二阶FDI GDP 一阶GDP 二阶GDP
临界值 t 0.176857 -5.53371 　 0.888138 -2.30402 -1.864783
 1% -3.67017 -3.67932  -3.68919 -3.68919 -3.689194
 5% -2.96397 -2.96777 　 -2.97185 -2.97185 -2.971853
 10% -2.62101 -2.62299  -2.62512 -2.62512 -2.625121
       
 变量 LNFDI 一阶LNFDI 二阶LNFDI LNGDP 一阶LNGDP 二阶LNGDP
临界值 t -3.71809 -5.9726 　 -1.25069 -2.57033 -4.895994
 1% -3.67017 -3.67932  -3.67932 -3.67932 -3.699871
 5% -2.96397 -2.96777 　 -2.96777 -2.96777 -2.976263
 10% -2.62101 -2.62299  -2.62299 -2.62299 -2.62742
因为GDP数值检验效果不好，故两个都取对数。从LNFDI的一阶检验结果看，在1%、5%/、10%三个显著性水平下，单位根检验的临界值均大于t检验值，得出LNFDI序列是一阶单整的。同理可得LNGDP序列是二阶单整序列。
为确定我国的LNFDI和LNGDP直接是否具有协整关系，我们根据Engle-Granger提出的协整检验两部分进行检验，首先建立回归方程
         LNGDPt  = β1 + β2 LNFDIt  + εt
运用1979-2009年GDP和FDI的实际数据，由Eviews得到如下回归结果：
表3-2毕业论文http://www.751com.cn
Dependent Variable: LNP  
Method: Least Squares  
Date: 05/05/11   Time: 08:12  
Sample: 1979 2009  
Included observations: 31     
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.    
    
C -2.666085 0.617589 -4.316927 0.0002
LNF 0.857990 0.048628 17.64403 0.0000    
R-squared 0.914784     Mean dependent var 8.116748
Adjusted R-squared 0.911846     S.D. dependent var 1.670249
S.E. of regression 0.495911     Akaike info criterion 1.497499
Sum squared resid 7.131891     Schwarz criterion 1.590014
Log likelihood -21.21123     F-statistic 311.3117
Durbin-Watson stat 0.298276     Prob(F-statistic) 0.000000 
    得出估计的回归模型为：

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