本文關(guān)鍵詞：外國(guó)直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——中國(guó)數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

外國(guó)直接投資、

技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

———中國(guó)數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析　

沈坤榮　耿　強(qiáng)

20世紀(jì)80年代以來(lái),外國(guó)直接投資(FDI)已成為國(guó)際資本流動(dòng)的主要方式,對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生愈來(lái)愈重要的影響。FDI的大量流入不僅緩解東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的資本短缺,加快國(guó)民經(jīng)濟(jì)工業(yè)化、市場(chǎng)化和國(guó)際化的步伐;更為重要的是,FDI可以通過(guò)技術(shù)外溢效應(yīng),使東道國(guó)的技術(shù)水平、組織效率不斷提高,從而提高國(guó)民經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率。本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上,構(gòu)建內(nèi)生增長(zhǎng)模型,依據(jù)中國(guó)近年來(lái)的具體數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn),并就分析結(jié)論提出政策建議。

關(guān)鍵詞　外國(guó)直接投資　技術(shù)外溢　內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)　收斂性

作者沈坤榮,1963年生,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,南京大學(xué)商學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)教授;耿強(qiáng),1978年生,南京大學(xué)商學(xué)院博士研究生。

20世紀(jì)80年代以來(lái),國(guó)際資本流動(dòng)日趨活躍,直接投資成為主要的資本流動(dòng)方式,也成為發(fā)展中國(guó)家獲取外部資源的主要渠道。80年代末,全球外國(guó)直接投資額累計(jì)已達(dá)到15000億美元。進(jìn)入90年代后,國(guó)際間直接投資規(guī)模更加擴(kuò)大,并呈高速增長(zhǎng)的趨勢(shì)。根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)《世界投資報(bào)告》的資料,1995年的外國(guó)直接投資規(guī)模為3149億美元,繼1996年增長(zhǎng)10%、1997年增長(zhǎng)27%之后,1998年則增長(zhǎng)近40%,達(dá)到了創(chuàng)記錄的6440億美元。這說(shuō)明,在以跨國(guó)公司為主導(dǎo)的全球化浪潮中,FDI正扮演著愈來(lái)愈重要的角色,同時(shí),FDI對(duì)東道國(guó)尤其是發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的影響也在日益擴(kuò)大。除了可以增加?xùn)|道國(guó)的資本存量、提高投資質(zhì)量以及緩解東道國(guó)的就業(yè)壓力外,FDI的大量進(jìn)入對(duì)東道國(guó)長(zhǎng)期且根本性的影響便是其技術(shù)的外溢效應(yīng)。FDI可以通過(guò)技術(shù)的外溢效應(yīng)使東道國(guó)的技術(shù)水平、組織效率不斷提高,從而提高國(guó)民經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率(TFP),使國(guó)民經(jīng)濟(jì)走上內(nèi)生化增長(zhǎng)的道路。

一、文獻(xiàn)概覽

MacDougall(1960)在研究FDI的一般福利效應(yīng)時(shí),首次把技術(shù)外溢效應(yīng)作為FDI的一個(gè)重 　此項(xiàng)研究得到國(guó)家社科基金(00CJL010)資助。

外國(guó)直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

要現(xiàn)象作了分析。R.Findlay(1974)構(gòu)建了一個(gè)簡(jiǎn)單的內(nèi)生動(dòng)態(tài)化模型,檢驗(yàn)了諸如技術(shù)差距、外資份額等靜態(tài)特征對(duì)技術(shù)擴(kuò)散的影響。模型的基本假設(shè)為:FDI可以通過(guò)傳染效應(yīng)(ContagionEffect)提高東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步水平。認(rèn)為FDI輸出國(guó)與東道國(guó)的技術(shù)差距越大,技術(shù)擴(kuò)散率就越高;MNC(跨國(guó)公司)在當(dāng)?shù)氐馁Y本份額越高,擴(kuò)散的速度就越快。Koizumi和Kopecky(1980)構(gòu)建了一個(gè)國(guó)際資本長(zhǎng)期流動(dòng)的模型,用于研究FDI對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。該模型假設(shè)外資中內(nèi)含的技術(shù)具有公共產(chǎn)品的性質(zhì),能給社會(huì)帶來(lái)額外的利益。20世紀(jì)80年代中期,以P.Romer和R.Lucas等人為代表提出了新增長(zhǎng)理論。由于新增長(zhǎng)理論突破了索洛創(chuàng)立的新古典增長(zhǎng)理論中關(guān)于技術(shù)外溢性的假定,克服了其不能解釋世界各國(guó)人均收入差異和實(shí)際人均GNP增長(zhǎng)率差異原因的局限性,使增長(zhǎng)理論再度成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)。Romer(1990)構(gòu)建的內(nèi)生增長(zhǎng)模型中,著重強(qiáng)調(diào)了技術(shù)擴(kuò)散對(duì)于小國(guó)及廣大發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的決定性作用。FDI作為技術(shù)擴(kuò)散的一個(gè)主要渠道,其重要性愈發(fā)顯著。許多學(xué)者借用新增長(zhǎng)理論的建模思想和方法論,對(duì)FDI對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)的影響作了大量的實(shí)證研究。Basant和Fikkert(1996)利用印度1974—1982年度廠商間數(shù)據(jù),估計(jì)了R&D開(kāi)支、技術(shù)購(gòu)買、國(guó)內(nèi)和國(guó)際的R&D溢出對(duì)綜合要素生產(chǎn)率的影響。研究表明,技術(shù)的國(guó)際溢出是印度當(dāng)?shù)貜S商R&D非常重要的一種補(bǔ)充;最近的許多實(shí)證研究多半也證實(shí)了FDI的重要性。Markusea和Venables(1997)發(fā)現(xiàn)FDI與國(guó)內(nèi)的投資具有互補(bǔ)性。Borenstein(1998)利用1970—1989年69個(gè)發(fā)展中國(guó)家的跨國(guó)資料進(jìn)行實(shí)證研究,證實(shí)FDI對(duì)促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移具有正面效果,其重要性甚至高于國(guó)內(nèi)投資。但也有研究得出相反的結(jié)論,Chen(1999)及TsouandLiu(1997)利用臺(tái)灣制造業(yè)廠商的資料實(shí)證分析認(rèn)為FDI在臺(tái)灣的外溢效果十分有限,甚至為負(fù)。

中國(guó)國(guó)內(nèi)關(guān)于FDI的研究也有很多,王志樂(lè)(1996)全面介紹了各國(guó)著名跨國(guó)公司在中國(guó)的投資情況,包括詳細(xì)的案例研究,還分析了外商在中國(guó)的直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的正反兩方面的影響。鄭京平(1997)使用宏觀經(jīng)濟(jì)模型檢驗(yàn)了外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響。王岳平(1997)分析了外商直接投資的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)及其變化,外資企業(yè)的資本密集型特點(diǎn)和外商直接投資對(duì)中國(guó)工業(yè)績(jī)效的影響。姚洋(1998)利用第三次全國(guó)工業(yè)普查資料,從中隨機(jī)抽取了12個(gè)大類行業(yè)中的146704家企業(yè)作為樣本進(jìn)行了多因素回歸分析后得出結(jié)論認(rèn)為,與國(guó)有企業(yè)相比國(guó)外“三資”企業(yè)的技術(shù)效率要高39%,港澳臺(tái)“三資”企業(yè)要高33%;并且在行業(yè)中如果國(guó)外“三資”企業(yè)數(shù)量的比重每增加一個(gè)百分點(diǎn),每個(gè)企業(yè)的技術(shù)效率就會(huì)提高1.1個(gè)百分點(diǎn)。沈坤榮(1999)利用各省的外國(guó)直接投資總量與各省的綜合要素生產(chǎn)率作橫截面的相關(guān)分析,得出FDI占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重每增加1個(gè)單位可以帶來(lái)0.37個(gè)單位的綜合要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的結(jié)論。何潔、許羅丹(1999)借鑒Feder(1982)的計(jì)量方法,利用生產(chǎn)函數(shù)建立回歸方程,得出結(jié)論:外國(guó)直接投資帶來(lái)的技術(shù)水平每提高1個(gè)百分點(diǎn),我國(guó)內(nèi)資工業(yè)企業(yè)的技術(shù)外溢作用(即產(chǎn)量的增加)就提高2.3個(gè)百分點(diǎn)。

二、模型與變量

本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型,根據(jù)中國(guó)近年來(lái)的具體數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析和檢驗(yàn)。本文首先將Barro(1995)提出的生產(chǎn)函數(shù)(參見(jiàn)附錄1)改造并動(dòng)態(tài)化為總體生產(chǎn)函數(shù):

　　Yt=AHtKtα1-α(1)

中國(guó)社會(huì)科學(xué)　2001年第5期N1　其中:Kx(j)01-αdj(2)

(3)　　N=n+n＊

式中A代表外生的經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素(如制度的變遷、政策的變換等等),H代表人力資本存量,K代表中間產(chǎn)品(可理解為資本品)。K為多種不同中間產(chǎn)品的集合,每一種中間產(chǎn)品用x(j)來(lái)代表。國(guó)內(nèi)共生產(chǎn)中間產(chǎn)品N種,其中n為內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)造、n＊為外資企業(yè)創(chuàng)造的中間產(chǎn)品。

依據(jù)這一生產(chǎn)函數(shù),我們分別從廠商和消費(fèi)者均衡兩方面進(jìn)行考察。從企業(yè)角度來(lái)看,中間產(chǎn)品的提供者可以看做是提供一種“耐久品的服務(wù)流”,因此自然可以從中獲取租金收益(rent)。對(duì)于雇傭這一要素的生產(chǎn)者來(lái)說(shuō),其雇傭的最優(yōu)條件是這一要素的邊際成本要等于其邊際收益。于是,出售中間產(chǎn)品x(j)的租金收益(rent)將等于這種中間產(chǎn)品的邊際生產(chǎn)率:

α-α　　m(j)=x=(1-α)AH其中:Y(j)=AHX(j)α1-α(4)

對(duì)于小國(guó)或發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō),假定其技術(shù)的擴(kuò)散大多來(lái)源于擁有先進(jìn)技術(shù)的跨國(guó)公司,而非來(lái)自本國(guó)的R&D。這樣,資本品的擴(kuò)散就會(huì)存在一個(gè)技術(shù)的吸收、采納問(wèn)題。技術(shù)的擴(kuò)散、外溢需要東道國(guó)一定的技術(shù)支持和基礎(chǔ)設(shè)施的提供,即需要一定的固定成本F。設(shè)固定成本F是國(guó)內(nèi)目前外資比例與本國(guó)整體技術(shù)差距(TechnologyGap)的函數(shù),且F與目前國(guó)內(nèi)的外資比例(n＊ N)成反比,表示外資企業(yè)的技術(shù)水平普遍高于內(nèi)資企業(yè),外資企業(yè)的比例越高,繼續(xù)吸收外溢性技術(shù)的成本就越低;與東道國(guó)資本品生產(chǎn)企業(yè)數(shù)量(N N)成同方向變化關(guān)系,其中N指其他國(guó)家的資本品生產(chǎn)企業(yè)的數(shù)量,表示東道國(guó)目前的技術(shù)水平相對(duì)越低,技術(shù)差距越大,模仿的相對(duì)成本越�、�。這樣,中間產(chǎn)品生產(chǎn)者(一定程度上的壟斷者②)在每一期的收益函數(shù)為:

　　π(j)=[(m(j)-1)x(j)]-F(n＊ N,N N)

F=F(n＊ N,N N)

　　 F F<0,>0 (N N)

解得的壟斷價(jià)格為:

　　x(j)=HA(1-α12＊＊＊＊(5)(6)在一定程度上為壟斷者的中間產(chǎn)品生產(chǎn)者在每一期都要制定價(jià)格m(j),以最大化利潤(rùn)π(j)。由此(7)

　　m(j)=(1-α)-1

將中間產(chǎn)品生產(chǎn)者的收益函數(shù)動(dòng)態(tài)化,可以得到:①這一固定成本函數(shù)還可以運(yùn)用產(chǎn)品質(zhì)量改進(jìn)式技術(shù)變遷模型來(lái)解釋。在這一模型中,中間產(chǎn)品數(shù)量的

增加等同于質(zhì)量的提高,以表示技術(shù)的變遷。FDI數(shù)量的增加(n＊ N)使技術(shù)傳遞的途徑增加。另外,跨國(guó)公司之間存在著激烈的競(jìng)爭(zhēng),FDI的增加意味著可以盡量避免某一家跨國(guó)公司在東道國(guó)形成壟斷勢(shì)力,競(jìng)爭(zhēng)的作用加快了先進(jìn)技術(shù)向東道國(guó)的擴(kuò)散。這都可以使技術(shù)擴(kuò)散固定成本降低。東道國(guó)初始水平的相對(duì)落后(N N＊較小)也是質(zhì)量提高更容易的一個(gè)主要因素,因?yàn)椤皩?duì)一臺(tái)打字機(jī)的技術(shù)升級(jí)要比升級(jí)一臺(tái)電腦的成本小得多”。

②Barro認(rèn)為“一種新產(chǎn)品或設(shè)計(jì)(譬如說(shuō)對(duì)這種中間產(chǎn)品j的創(chuàng)造)是有成本的,但它卻可能被產(chǎn)品j的

所有潛在生產(chǎn)者以一種非競(jìng)爭(zhēng)性的方式無(wú)償利用。因此,只有當(dāng)對(duì)于t期之后的至少一部分時(shí)間而言,

x(j)的銷售價(jià)格超過(guò)其邊際生產(chǎn)成本時(shí),發(fā)明一種新的中間產(chǎn)品才是有利可圖的,即要保證壟斷租金流對(duì)發(fā)明者提供的激勵(lì)�！彼哉f(shuō),中間產(chǎn)品的生產(chǎn)者在一定時(shí)間內(nèi)是作為壟斷者出現(xiàn)的。

外國(guó)直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

∞

　　π(j)t=[m(j)x(j)-x(j)]e

t∫-r(s-t)ds-F(n＊ N,N N)＊(8)

假設(shè)中間產(chǎn)品的生產(chǎn)是可以自由進(jìn)入的,即不存在進(jìn)入壁壘。那么從長(zhǎng)期來(lái)看,π(j)t趨近于零。這時(shí),可以計(jì)算出利率r的值:

r=A (F)(·)H　　2-α =α(1-α-1(9)

與其他的內(nèi)生增長(zhǎng)模型一樣,本模型最終也要回到在某種約束條件下運(yùn)用Pontrygain最大值原理求解Ramsey于1928年提出的消費(fèi)者效用函數(shù)。即從消費(fèi)者的角度出發(fā),使全體消費(fèi)者的效用達(dá)到最大化,實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者均衡。借用Ramsey模型的消費(fèi)效用函數(shù):

ct-ρ(s-t)　　Ut=ds1-σt∞1-σ(10)

其中c(t)為消費(fèi)者在t時(shí)刻的消費(fèi);ρ為貼現(xiàn)率,表示人們對(duì)于推遲消費(fèi)的耐心程度,ρ越大,與現(xiàn)期消費(fèi)相比,消費(fèi)者對(duì)未來(lái)消費(fèi)的評(píng)價(jià)越低;σ為消費(fèi)的邊際效用彈性的負(fù)值,又稱相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)回避系數(shù)(σ>0)。運(yùn)用Pontrygain最大值原理,得到的關(guān)鍵條件便是整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的最優(yōu)平衡增長(zhǎng)路徑(參見(jiàn)附錄2):

c(t) t1g(r-ρ)c(t)　　11-1A F(·)H-(11)

　　上述理論模型的結(jié)論表明,經(jīng)濟(jì)的均衡增長(zhǎng)率主要依賴于:制度的演進(jìn)(A),人力資本的存量(H),引進(jìn)、吸收、模仿先進(jìn)技術(shù)的效率(F),以及時(shí)間貼現(xiàn)率ρ的大小。與人力資本存量成正方向變化,與吸收、模仿技術(shù)所需的固定成本及時(shí)間貼現(xiàn)率成反方向變化。因此,人力資本部門的生產(chǎn)效率越高,人力資本存量越大,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高;吸收外國(guó)直接投資的數(shù)量越多,與先進(jìn)技術(shù)的差距越小,吸收新技術(shù)所需成本越小,則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高;現(xiàn)時(shí)的儲(chǔ)蓄率越高(即人們推遲消費(fèi)的耐心程度越大),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高。本文以上述理論模型為依據(jù)構(gòu)建線性化的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型:

　　LnG=c0+c1FGDP+c2H+c3(FGDPH)+c4PG+c5GY+c6DY+ε

具體的變量可依次為:

LnG:各地區(qū)年人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(單位:元人民幣)的自然對(duì)數(shù)值,代表各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。本文中LnG為被解釋變量,其余變量均為解釋變量。

FGDP:各地區(qū)外國(guó)直接投資年流入量(單位:千萬(wàn)美元)與各地區(qū)當(dāng)年的國(guó)民生產(chǎn)總值(單位:億元人民幣)的比例。從上面的理論分析可認(rèn)為,FGDP與解釋變量LnG應(yīng)呈正相關(guān)關(guān)系,以表示FDI的技術(shù)外溢對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)效應(yīng)。

H:各地區(qū)的人力資本存量。在中國(guó)目前尚未有權(quán)威的關(guān)于人力資本存量的計(jì)量方法,考慮到來(lái)華有技術(shù)外溢的直接投資其人力資本要求必然較高,本文以各地區(qū)每年的高校人數(shù)比例來(lái)代表這一變量。具體為各地區(qū)每年的高校在校學(xué)生數(shù)與當(dāng)年該地區(qū)的年底總?cè)丝诘谋壤�。從理論上講,如果經(jīng)濟(jì)是內(nèi)涵式增長(zhǎng),H與LnG應(yīng)呈正相關(guān)關(guān)系。

FGDPH:外國(guó)直接投資流量比與高校人數(shù)比的乘積。這一變量的系數(shù)為正,表示FDI技術(shù)外溢效應(yīng)的發(fā)揮需要與一定的人力資本相結(jié)合。

LnPG:各地區(qū)最初GDP對(duì)數(shù)值,表示該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初始水平。按照理論模型的解釋,＊＊

中國(guó)社會(huì)科學(xué)　2001年第5期這一變量的系數(shù)應(yīng)為負(fù)值,表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)的初始水平應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

A:根據(jù)各個(gè)國(guó)家的具體情況,要采取不同的制度變量。本文的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析是以中國(guó)的數(shù)據(jù)為依托,所以本文的制度變量選取為以下兩個(gè):

1.為了計(jì)算的方便,以各地區(qū)的國(guó)有工業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比重(GY)來(lái)粗略地反映一地區(qū)的體制環(huán)境(包括市場(chǎng)化程度)。一般來(lái)說(shuō),GY理論上應(yīng)和LnG呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.虛擬變量DY:表示地域間的差異。改革開(kāi)放以來(lái),受國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的影響,東部沿海的一些地區(qū)享受了許多的政策優(yōu)惠,無(wú)論在外資引入上還是在稅收征收等很多方面都處于不平等競(jìng)爭(zhēng)的地位。為了反映這一政策的影響程度,以變量DY來(lái)反映。按享受優(yōu)惠政策的程度,將全國(guó)的29個(gè)省、市及自治區(qū)(西藏、港、澳、臺(tái)除外,下同)粗略地分為三個(gè)等級(jí)①,它們的值分別為3、2、1不等。變量DY應(yīng)與LnG呈正相關(guān)關(guān)系。

三、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)與計(jì)量方法

目前國(guó)內(nèi)的研究文獻(xiàn)大多采用簡(jiǎn)單的時(shí)間序列或某一特定時(shí)點(diǎn)的截面數(shù)據(jù),并運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸運(yùn)算,估計(jì)各變量的系數(shù)。這樣的運(yùn)算存在一定的局限性:采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)現(xiàn)階段的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行分析時(shí),由于有效數(shù)據(jù)大多只能從1978年改革開(kāi)放以后來(lái)選取,而且許多數(shù)據(jù)在1978年后的一段時(shí)間內(nèi)也沒(méi)有進(jìn)行規(guī)范的統(tǒng)計(jì),因此樣本區(qū)間太短;又由于我國(guó)幅員遼闊,地區(qū)間差異十分顯著,采用全國(guó)性的綜合數(shù)據(jù),往往會(huì)掩蓋這種十分顯著的省際差異。如果采用橫截面數(shù)據(jù)(通常選取某一年全國(guó)29個(gè)省、市及自治區(qū)的有關(guān)數(shù)據(jù)),雖然可以在一定程度上彌補(bǔ)時(shí)間序列數(shù)據(jù)不能反映地區(qū)間的差別性的缺陷,但其只能靜態(tài)地反映某一個(gè)時(shí)點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)情況,而不能全面地動(dòng)態(tài)地從一個(gè)時(shí)段上描述經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的變化態(tài)勢(shì)。為了避免這兩種數(shù)據(jù)的缺陷,本文在數(shù)據(jù)選用上采取國(guó)際上通常采用的PanelData(面板數(shù)據(jù)或平行數(shù)據(jù))進(jìn)行分析。由于PanelData既包括時(shí)間序列數(shù)據(jù)又包括橫截面數(shù)據(jù),可能產(chǎn)生異方差性和序列相關(guān)性問(wèn)題,從而使普通最小二乘法(OLS)失效,因此本文在數(shù)據(jù)可以得到的情況下盡量采用處理聯(lián)立方程組時(shí)經(jīng)常采用的似然不相關(guān)回歸(SeeminglyUnrelatedRegression,SUR)方法進(jìn)行檢驗(yàn),以消除異方差性和序列相關(guān)性現(xiàn)象的影響。本文所有數(shù)據(jù)均為1987—1998年中國(guó)29個(gè)省、市及自治區(qū)的有關(guān)數(shù)據(jù),分別摘自《新中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社1999年第1版)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析

　　(一)FDI與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性分析

本文首先分析FDI與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)聯(lián)性。為了詳細(xì)測(cè)量每一解釋變量的系數(shù),本文逐漸擴(kuò)大解釋變量的個(gè)數(shù),并刪除不顯著的參數(shù),具體結(jié)果見(jiàn)表1。在表1的第一列中,我們只選取FGDP一個(gè)解釋變量,從結(jié)果可以看出這一變量對(duì)LnG有顯著影響(在1%水平上顯著),并呈正相關(guān)關(guān)系。第三列中加入變量H,H與FGDP均呈正相關(guān)關(guān)系且在1%水平上顯著。但當(dāng)?shù)谒牧兄屑尤胱兞縁GDPH時(shí),發(fā)現(xiàn)H未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn),于是我們?cè)谟嘞碌膸琢兄芯鶆h去變量H,①北京、天津、上海、廣東、福建值為3,東部沿海經(jīng)濟(jì)帶剩下的7個(gè)省份值為2,中西部地區(qū)值為1。＊

  本文關(guān)鍵詞：外國(guó)直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——中國(guó)數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。