【摘要】：外來直接投資帶來的技術溢出是發(fā)展中國家(地區(qū))快速發(fā)展的便捷途徑,并一直是經濟學界和產業(yè)界的研究熱點。為了縮小與東中部地區(qū)的差距,近年來,西部招商引資的步伐明顯加快,但與中東部地區(qū)相比,對跨國直接投資的吸引力有限,招商引資重點是東中部跨區(qū)直接投資。技術溢出通常是研究跨國(地區(qū))直接投資對東道國(地)影響的重要內容,本文針對東中部企業(yè)跨區(qū)直接投資技術溢出問題開展研究,以填補一國之內跨區(qū)直接投資技術溢出研究的理論空白。 本文的主要工作有: (1)將技術溢出的研究對象轉向企業(yè)跨區(qū)直接投資,借鑒跨國直接投資及其技術溢出的相關研究,對企業(yè)跨區(qū)直接投資及其技術溢出進行了學術定義,從宏觀特征、投資動因、資金流向和進入模式演變等四個方面對我國企業(yè)跨區(qū)直接投資現象進行了描述。 (2)選擇制造業(yè)和煤炭業(yè),采用1999-2006年數據,運用基于DEA的一致Malmquist生產率指數及分解技術(考慮歷史,規(guī)模報酬可變)測算得到制造業(yè)分行業(yè)和煤炭業(yè)的全要素生產率(TFP)、技術效率和技術進步指數,并分別為因變量,以東道地企業(yè)研發(fā)投資和企業(yè)跨區(qū)直接投資為自變量,建立企業(yè)跨區(qū)直接投資技術溢出測度模型。 (3)借鑒跨國直接投資已有研究成果,結合西部地區(qū)產業(yè)實際,采用能發(fā)揮專家隱性知識優(yōu)勢的DEMATEL方法獲得影響企業(yè)跨區(qū)直接投資技術溢出的關鍵因素,包括企業(yè)研發(fā)投入、企業(yè)人力資本水平、來源地、競爭程度、技術差距和企業(yè)規(guī)模等。通過計算各因素的中心度進一步確定競爭程度影響企業(yè)跨區(qū)直接投資的中心問題。 (4)在對產出數據進行平穩(wěn)性分析時,根據已有的行業(yè)數據特點分別采用BP時間斷點和面板數據兩區(qū)制(two-regime)TAR門自限回歸檢驗對西部各省煤炭和制造業(yè)分行業(yè)面板數據進行檢驗,得出考察期數據具有平穩(wěn)特征的結論,避免了偽回歸現象。 (5)采用提出的經濟計量模型測得研發(fā)投入、技術差距、來源和競爭程度等四個關鍵影響因素分別對東中部制造業(yè)和煤炭行業(yè)企業(yè)跨區(qū)直接投資技術溢出的作用,并與跨國直接投資(FDI)技術溢出進行了比較分析,得出了有意義的結論。 本文的主要結論是: (1)跨國直接投資實證研究結果顯示,東道地企業(yè)研發(fā)投資越多,越有利于吸收企業(yè)跨國直接投資技術溢出,西部制造業(yè)技術溢出的測算結果也支持這個結論,煤炭行業(yè)技術溢出測算結果則相反,本質原因是我國煤炭行業(yè)整體上具有粗放經營特點,主要依賴資源稟賦,研發(fā)投入較高省區(qū)的資源稟賦一般相對較低。 (2)多數跨國直接投資實證研究結果支持技術差距較小或中等時有利于技術溢出,而較大的技術差距會增加吸收困難的觀點。與此相反,制造業(yè)和煤炭業(yè)跨區(qū)直接投資的研究結論均為技術差距大小與技術溢出成正比關系,雖然技術差距較小有利于吸收技術進步,技術差距較大時吸收的技術效率更多,但技術差距較大組的技術效率貢獻大于技術差距較小組的技術進步貢獻,值得注意的是,在制造業(yè)中,與來源地企業(yè)技術差距小的行業(yè)多為企業(yè)研發(fā)投資較多行業(yè),而煤炭行業(yè)的技術差距小主要是因為東道地資源稟賦好,開采成本小導致。 (3)從來源地角度分析,跨國直接投資實證研究結果還不一致。本文研究發(fā)現,東部制造業(yè)跨區(qū)直接投資對西部的技術效率貢獻更多,而中部地區(qū)跨區(qū)直接投資是技術進步。煤炭行業(yè)技術溢出則是和接觸時間和開發(fā)階段相聯系,因為煤炭行業(yè)大中型礦井建設周期長,接觸越早,開發(fā)階段越深入,技術進步越大,技術溢出越多,而接觸時間短,開發(fā)階段處于初級勘察和建井階段,則只能獲得技術效率的提高。
【圖文】：

, 1 inghaitqinghaitg。門檻參數（Threshold parameter λ ）=-3.0532（見圖 5.2）�？紤]到g定義和 d 值，這意味著在區(qū)制Ⅰ對應的時期，青海的增長率低于西部各省區(qū)平均增532 個百分點，% observations in first regime: 100*(TV.<Th)= 26.9231 這是區(qū)制Ⅰ過渡Ⅱ的時間點，表示在整個序列長度約 27%處發(fā)生轉換，區(qū)制Ⅰ占觀測時間的 26.9%，區(qū)觀測時間的 73.1%，占觀測時間的絕大部分，過渡年份對應 1985 年。在區(qū)制Ⅱ，西部各造業(yè)增加值差距在減少。這可能是因為在 1984 年 10 月 20 日，中國共產黨十二屆三中全通過《中共中央關于經濟體制改革的決定》�！稕Q定》認為：社會主義計劃經濟是在公有上的有計劃的商品經濟。商品經濟的充分發(fā)展，是社會經濟發(fā)展不可逾越的階段，是實經濟現代化的必要條件。這是改革開放后經濟體制方面的具有劃時代意義的第一個重大打破計劃經濟體制創(chuàng)造了條件，這是給西部經濟是一個重大的發(fā)展利好，從此，西部經了快速發(fā)展之路。收斂性檢驗結果表明（見表 5.7），區(qū)制Ⅰ和區(qū)制Ⅱ的 p-value 分別為 0.000 和 0.000 發(fā)散的原假設，兩個區(qū)制內都收斂，即完全收斂。接受備擇假設AaH,2，在區(qū)制Ⅱ為條（p-value= 0.1660），在區(qū)制Ⅰ為絕對收斂（p-value=0.4270）。

?絕對收斂或條件收斂區(qū)制 I 區(qū)制 II 兩區(qū)制0.0000 0.0000 0.0030收斂區(qū)制 I 區(qū)制 II 兩區(qū)制0.4270 0.1660 0.2030區(qū)制 I 絕對收斂 區(qū)制 II 條件收斂圖 5.2 殘差圖5.2.4 主要結論本文采用 1978 年-2006 年西部省級制造業(yè)面板數據，參照 Beyaert & Camachoy（2008）的思想，基于存在單位根的面板數據構建兩區(qū) TAR 模型，運用擴展的 Evans and Karras 非線性檢驗方法檢驗模型中的單位根，并運用所得結果進一步檢驗變量的斂散性。從本文的檢驗結果來看，，1978 年-2006 年間我國西部各省區(qū)制造業(yè)經濟增長分為 2 個階段，第一階段是 1978-1985年，第二階段是 1986-2006 年。轉折點是 1984 年 10 月 20 日，中國共產黨十二屆三中全會一致通過《中共中央關于經濟體制改革的決定》，在第二階段，發(fā)展速度加快。這一結果表明 1998年-2006 年之間
【學位授予單位】：南京航空航天大學
【學位級別】：博士
【學位授予年份】：2009
【分類號】：F224;F273.1

【參考文獻】

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本文編號：2645184