外商直接投资研究报告

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1、外商直接投资的技术溢出效应：地区层面的分析冼国明1严兵2（南开大学跨国公司研究中心天津300071）摘要：本报告采用面板数据的分析方法，利用1998-2002年我国31个省市自治区的相关数据，在地区层面对外商直接投资的技术溢出效应进行了分析。实证结果表明，总体上看，外资对我国内资工业部门产生了显著的正面溢出效应，外资工业部门的资本对内资工业部门的产出弹性达到了0.1146；通过对东、中、西部地区外资溢出效果的分组检验，我们证实了FDI技术溢出的门槛效应：东部、中部地区外资产生了显著的正面溢出效应，而在西部地区外资却对内资

2、工业部门产生了不显著的负面影响。这说明，东部、中部地区各省市已经成功跨越了促使外资产生正面溢出效应的发展门槛，而西部地区的经济发展水平还处于发展门槛以下。关键词：外商直接投资；技术溢出效应；地区分析中图分类号：F文献标识码：A在地区层面，外商直接投资技术溢出效应状况如何？首先，在一省内部外资是否也同样产生了正面溢出效应？其次，由于外资政策的地区倾向性以及国内各地区经济发展的不平衡，导致了外资在我国的分布极不均衡，外资的这种地区分布结构是否会导致地区之间外资溢出效应的差异？中、东、西部地区外资溢出效应存在怎样的差别？本研究

3、报告针对这些问题进行了实证分析。一、外资溢出效应的总体分析（一）模型及方法评价外商直接投资对各地区工业部门的溢出效应，可以通过建立一个能测度外资影响的各地内资工业部门的生产函数来进行。以Y表示某地区国内工业部门的总产出，K、L分别表示内资工业部门的资本存量hhh与劳动力数量，以K表示该地区外资工业部门的资本数量，则各地内资工业部门的产出可f以用下面的生产函数来表示：Y=F(K,L,K)（1）hhhf这里我们假设外资工业部门的资本积累对内资工业部门的产出发生间接影响。如果外资工业部门的资本积累促进了内资工业部门产出的增加，

4、那么外商投资对国内工业部门的溢出效应就为正，如果外资工业部门的资本积累抑制了内资工业部门产出的增加，则外商直接投资的溢出效应为负。对（1）式进行微分变换，最终可以得到：ΔYhΔKhΔLhΔKf=α×+β×+γ×（2）YKLKhhhf其中，α、β分别表示内资工业部门的资本与劳动的边际产出弹性，γ表示外资工业部门的资本积累对内资工业部门的边际产出弹性，它的正负与大小反映了外商投资企业溢出效应的方向和力度。在具体的回归过程中，以（2）式为基础，我们采用了双对数回归模型。之所以选择对数形式，原因之一在于方程两边同时取对数以后，解

5、释变量前的系数所表示的就是弹性。此外，由于我国国内各地区之间的经济发展水平差异很大，并且外资在各地区的分布也很不均衡，回归方程两边同时取对数也减小了回归过程中出现异方差问题的可能性，具体的回归模型如下：lnY=δ+αlnK+βlnL+γlnK+υ（3）hhhf中国工业部门的外资数据很不全面，直到1999年以后《中国统计年鉴》才开始提供各地区较为详细的外资工业部门相关数据。并且从1999年开始，《中国统计年鉴》提供各地工业部门的数据只包括全部国有及规模以上非国有工业企业的数据。为了使我们的回归不至于因为数据太少而影响回归结

6、果的可靠性，同时也为了保持所用数据统计口径的一致性，我们使用1998-2002年中国大陆31个省市自治区连续5年共155个数据进行回归分析。本报告将采用面板数据的回归方法，因此可能存在回归模型设定的检验问题。接下来将通过协方差分析方法进行检验，以确定回归模型的最终形式。回到我们所研究的问题，则要对下面两个假设进行检验：假设1：截距项δ和斜率α、β、γ在不同的地区样本点和时间上都相同，即：lnY=δ+αlnK+βlnL+γlnK+υ（4）h，ith,ith,itf,ititi=1，2，……，n；t=1，2，……，T假设2：

7、斜率α、β、γ在不同的地区样本点和时间上都相同，但截距项δ不同，即：lnYh，it=δi+αlnKh,it+βlnLh,it+γlnKf,it+υit（5）i=1，2，……，n；t=1，2，……，T如果通过检验接受了假设1，则没有必要对假设2进行进一步的检验；如果拒绝了假设1，则应对假设2进行检验；如果假设1和假设2都被拒绝，则表明截距项和协率项在地区样本点上均不一样，那么最终应该采用下面的式子进行回归：lnYh，it=δi+αilnKh,it+βilnLh,it+γilnKf,it+υit（6）关于具体的检验中F统计量

8、的计算方法和判断标准，我们在产业层面的分析中已经进行了详细的介绍，这里不再赘述。（二）实证检验在数据的选取中，外资工业部门的资本存量选取的是各地区外资工业部门的总资产，内资工业部门的总产出通过各地区全部国有及规模以上非国有工业企业的总产值减去外资工业部门的总产值计算得出，内资工业部门的总资产也是通过各地区全部国有及规