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1、浙江外商直接投资技术外溢效应分析浙江外商直接投资技术外溢效应分析姓 名：王晖 班 级：国贸 01（2）班 指导教师：杜群阳 老师摘要：摘要：本文通过构建回归模型，从行业、城市和因果关系三个层面定量地分析了浙江外商直 接投资技术外溢效应，最后得出结论：FDI(外商直接投资)能通过对内资企业的技术外溢效 应而促进浙江经济增长。因此，今后相关外资政策的制定不应该只一味强调引入外资的数量， 而必须从影响 FDI 技术外溢效果的诸种因素出发，充分发挥外资通过对当地内资企业的辐 射作用以促进浙江经济长期增长。Abstract: Based on the regression model, this pap
2、er quantitatively analyses the technology spillover effect of FDI in Zhejiang in three aspects- industrial level, city level and Granger reason analysis. Finally, this paper reaches the conclusion that FDI can benefit the long term economic growth of Zhejiang through its technology spillover effect
3、to domestic firms and the performance of technology spillover effect of FDI is largely depended on the economic and technological conditions of Zhejiang. Thus, policies concerning FDI inflow should focus much more on the quality than the quantity of FDI. Furthermore, actions should be taken to make
4、relative factors and conditions better facilitate the technology spillover effect of FDI in Zhejiang.关键词：关键词： 浙江 外商直接投资 技术外溢效应Keywords:Keywords: Zhejiang FDI Technology spillover effect1 1 绪论绪论 1.1 研究背景 截至 2003 年，浙江省利用 FDI223.2 亿美元，占全省累计利用外资的 63.2%，FDI 已成 为浙江利用外资的主要形式。(见图 1) 1.1 问题的提出 90 年代前，浙江引进 FD
5、I 是为弥补国内资本不足，但目前浙江作为全国民间资本最富 余的地区，进一步加大吸引 FDI 的目的是什么？FDI 与国内资本相比，对经济增长有何特 殊作用。本文试图回答这一问题。图图1. 1984年年-2003年年浙浙江江实实际际利利用用外外商商直直接接投投资资增增长长曲曲线线图图 (单单位位：万万美美元元）01000002000003000004000005000006000001980198519901995200020052 2 研究回顾研究回顾 为回答以上问题，我们引入 FDI 技术外溢效应（Technology Spillover Effect）这一 概念。 2.1 外商直接投资技术
6、外溢效应的定义 技术外溢效应是指由于跨国企业的进入或参与而使东道国本土企业所获得的在其劳动 生产率方面的进步（Magnus Blomstrom 和 Ari Kokko, 1996） 。跨国企业在东道国投资时， 无法获取由其劳动生产率和运作效率方面的优势所带来的全部好处，从而使东道国本土企 业受益，这就是技术外溢效应。2.2 对国内外已有研究的认识与评价 国外该领域的主要学者有 Caves（1974）, Blomstrom（1983，1994，1996，1996）和 Kokk（1994，1996）等。国际上针对 FDI 技术外溢效应的研究包括丰富的经验研究成果和 一定数量的案例研究成果，研究所涉
7、及的国家范围非常广泛，既包括一些典型的发达国家， 也包括众多的发展中国家。 国内针对宏观层面的 FDI 技术外溢效应的研究较为丰富，主要学者有江小涓（2002） ， 张建华（2003） ，陈涛涛（2003）,秦晓钟（1998）和姚洋（2001）等。但在深度方面，与 国际上的同类研究尚有较大的差距，尤其是缺乏针对浙江的分析。3 3 模型和数据模型和数据 3.1 模型 本文将根据扩展的柯布道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数基本模型，借鉴 Miguel D. Ramrez（2000）的研究方法，设定如下回归模型：(3.1)fdddKKLYlnlnlnln321其中是残差项，FDI 的技术外
8、溢系数3是研究的主要对象。如果30，而且从统 计上看是显著的，说明 FDI 对经济增长有积极的技术外溢作用；如果3低高低高低0.018739-0.0647680.0071230.0416590.0136290.090981Ld(0.965469)(-0.777144)(0.243384)(1.161865)(0.469879)(5.098325)*0.9561111.0657551.0059220.9315830.9426611.042953Kd(42.12763) *(25.55015) *(31.72771) *(31.79311) *(15.97604) *(76.78077) *0.0
9、739520.0410280.0368740.0917420.096803-0.064559Kf(3.485932) *(0.918133)(1.320943)(2.591008) *(2.285551) *(-3.523203) *2R0.9956470.9938790.9931400.9937630.9949030.9976222R0.9952110.9918390.9920840.9928030.9941190.997256D-W1.7425492.1911881.8704351.7332062.3116471.224692F2287.067487.1337941.00121035.66
10、11268.8452726.463在之前的很多研究中，FDI 在城市带或在某行业的集聚现象是显而易见的，下面将根 据行业外资企业总资产占所有外资企业总资产的比重代表 FDI 在行业的集聚程度，把行业 数据按集聚度高低分组进行计量检验。结果表明，FDI 集聚程度高的一组，技术外溢效应 为显著正值；而在集聚程度低或不明显的一组，FDI 技术外溢系数及其显著性都大大降低。4.2 城市数据计量检验及结果分析 本节将以浙江省下属的 8 个城市的具体数据为依托，检验 FDI 所在地政策及经济特征 差别对 FDI 技术外溢的影响。 （4.2）fdddKKLYlnlnlnln3210.130934 0.931
11、440 0.006425(0.983697) (12.38695)* (0.132344)0.981212，0.973697，2.038363，130.56302R2RWD F（4.2）式中的 Yd为内资工业企业总产值，回归结果表明，外资投入对内资企业产出 有正的影响。依照行业分析中的思路，下面将继续分析各城市的具体特征对该地区外资技 术外溢效应的影响。 首先分析科技研发投入对 FDI 技术外溢效应的影响。表 3 是对各市科技研发投入差异 进行考察的结果。在高 R&D 投入组，外资的技术外溢效果为正。相反，在低 R&D 投入组， 外资的技术外溢效果则为负。本文又运用广泛包含了政府与企业投资在内
12、的更新改造投资 占总投资的比例进行分组回归，得到了与对政府 R&D 投入比例分组类似的结论。 表 4（人力资本与 FDI 的技术外溢效应，表略）的数据即是根据人力资本投入指标和 人才素质指标分组回归后的结果。在两种不同的分组方式下，人力资本水平高的一组所得 到的外溢水平都较高。而且无论人力资本水平高或低，外资投入对内资企业总产值产生的 正面效应都非常显著。这说明，高素质的技术和管理人才对促进经济增长总是有价值的， 且人力资本水平越高，FDI 的技术外溢效果越好。 基础设施水平也是决定 FDI 技术外溢效应高低的一个重要因素。从表 5（基础设施水 平、对外开放程度与 FDI 的技术外溢效应，表略
13、）在基础设施水平较好和较差的组之间，存在相当明显的差异。因此，有理由相信，FDI 在基础设施较好，而不是较差的地区，深 化了经济增长；而且，要使 FDI 有效率，必须要有一定的基础设施存量。 表表 3 3 城市数据计量分析之一：科技研发投入与城市数据计量分析之一：科技研发投入与 FDIFDI 的技术外溢效应的技术外溢效应政府科技研发投入更新改造投资比例变量高3.1低3.2高3.3低3.40.3369010.3033820.179322-0.086549Ld（2.272360）（1.403200）（0.718881）（-0.377359）0.7465730.9475140.9390310.955
14、725Kd（7.755377）*（12.12280）*（5.061114）（9.402187）*0.103042-0.129263-0.0389580.136742Kf（2.154234）（-1.497370）（-0.452041）（1.425075）2R0.9921670.9968590.9770690.9397732R0.9765000.9905780.9312070.819320D-W3.2124612.2202290.8761471.786648F63.32923158.696621.304567.801991本文在分析影响 FDI 技术外溢效应的因素时，将对外开放程度也作为一个指标考
15、虑。 在当地经济开放程度较低的一组，FDI 的外溢系数为正，且高度显著；而在开放度较高的 一组，FDI 对当地企业的外溢贡献不仅没有增大，反而变为负值，但 t 值不满足显著性要 求。这说明，通过单纯提高对外开放度并不一定能提高 FDI 对本地企业的正向技术外溢效 应。 一般认为，FDI 的来源地不同，其质量，也就是其技术含量也有所差异。浙江省 FDI 中来自港澳台地区的资本占绝对优势。我们将 FDI 细化为港澳台投资企业和其他外商投资 企业两类进行分析，得到如下结果： （4.3） 21lnlnlnlnln4321ffdddKKKLY0.191200 0.930771 0.011610 0.02
16、6305 (0.823322) (6.164330) * (0.131253) (0.319298)0.986178，0.965446，1.606964，47.566572R2RWD F其中，表示港澳台投资工业企业总资产，表示其他 FDI 工业企业总资产。 1fK 2fK结果显示，两种不同来源的资产的技术外溢效应之间存在差异。港澳台投资的外溢系 数小于其他外商投资的外溢系数，显著性也低于后者。 地区经济的结构特征对于经济增长也有较大影响。为深入了解这一点，下面就各市经 济的产业结构和所有制结构进行了表 6（地区经济结构与 FDI 的技术外溢效应，表略）的 分类回归。回归结果表明，虽然在重工业比重较大的一组得到了比重工业比重较小的一组 更大的正外溢系数和更高的 t 值，但两组回归所得外溢系数的
