郭建華

摘要：自從1978推行改革開放的政策以來，經(jīng)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(shù)溢出效應(yīng)非常顯著。在全面揭示FD1技術(shù)溢出效益的機制基礎(chǔ)上，構(gòu)建以內(nèi)生經(jīng)濟增長理論為指導(dǎo)，以FDI存量為內(nèi)生變量的經(jīng)濟增長模型，使用我國1983-2010年經(jīng)濟數(shù)據(jù)，實證研究FDl的溢出效應(yīng)以及對我國技術(shù)進步起的推動作用。

關(guān)鍵詞：內(nèi)生經(jīng)濟增長模型；技術(shù)溢出；我國技術(shù)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(jīng)濟變量中產(chǎn)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(jié)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(guān)系，需要采用協(xié)整分析對（6）式中的各經(jīng)濟變量之間的長期關(guān)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(guān)系，需要進行協(xié)整檢驗。關(guān)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(guān)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(dāng)?shù)臏箅A數(shù)可能導(dǎo)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(xué)，檢驗的結(jié)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(shè)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(shè)，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(guān)系”的原假設(shè)，其跡統(tǒng)計量的值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個協(xié)整關(guān)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(guān)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(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GDP的比重每提高1%，將提高我國技術(shù)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(chǎn)效率每提高1%，將帶來我國技術(shù)進步率提高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GDP比重同時上升1%，兩者對技術(shù)進步的貢獻是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)、競爭效應(yīng)、示范N范效應(yīng)、人員培訓(xùn)與流動效應(yīng)等四種渠道對國內(nèi)企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)溢出。外資的技術(shù)溢出凈效應(yīng)是上述四個效應(yīng)相互作用、相互影響的共同作用的結(jié)果。東道國市場規(guī)模與市場結(jié)構(gòu)、國內(nèi)外企業(yè)技術(shù)差距、東道國人力資本水平都對FDI溢出效應(yīng)產(chǎn)生影響。

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