重庆市外商直接投资与技术进步实证研究文档格式.docx

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Uwalz（1997）把外商直接投资纳入包含内生技术的动态一般均衡模型中，并把新产品的研制地与生产地分开，即跨国公司在研发基础设施完备的发达国家研究设计新产品后，再通过外商直接投资在低成本的发展中国家进行生产，从而产生跨国间的技术外溢。

从该模型中推导出投资国与东道国高新技术产业创新和生产的均衡状态及产业政策含义;

Wang和Blomstrom（1992）构建了关于外商投资企业与当地企业博弈的基本模型，证明由于溢出促进当地企业技术进步，缩小了两者之间的技术差距，而外商投资企业为在竞争中维护其技术比较优势，被迫引进或开发新技术，从而导致新一轮的溢出;

张建华和欧阳轶雯（2003）以广东的数据，通过实证分析讨论了外商直接投资技术外溢与经济增长的关系，认为外商直接投资在行业中的外溢效应小于在地区内的效应，省内各城市技术水平和政策因素会强烈影响外商直接投资的外溢效果。

近年来，有很多学者就外商直接投资对我国经济增长的技术溢出效应进行了测度，结果基本支持了外商直接投资技术溢出效应的存在性（沈坤荣，1999）。

还有一些学者就外商直接投资技术溢出的影响因素进行了分析研究，如:

秦晓钟（1998）采用9个行业的横截面回归分析了中国外商直接投资技术溢出效应;

张城等（2001）探讨了外商直接投资技术溢出效应及其制约因素;

何洁（2001）用生产函数方法测度了我国工业部门的技术溢出;

赖明勇（2002）以Borenszteinetal.（1998）模型为基础，对我国吸纳能力进行了探讨，发现在影响吸纳能力的众多因素中，人力资本起到至关重要的作用。

外商直接投资技术溢出效应实证研究的结果显示:

外商直接投资对东道国技术进步的影响，具有不确定性。

这种不确定性是与东道国的技术创新能力密切相关的。

促进外商直接投资技术水平和技术扩散程度的提高，需要东道国有一个较高的技术创新能力。

二、外商直接投资促进重庆技术进步的理论分析

如图1所示,重庆市利用外商直接投资增长极其迅速。

目前，在重庆市直接投资的主要来源国家和地区包括香港，台湾，日本，美国等。

具体来看，这些国家在重庆市的投资产业遍及工业，商业等各个行业。

其中，外商对重庆市二产的投资占到投资总额的71%以上，包括机器设备的进口，对制造业企业的固定投资以及建立研发中心的建立（如：

在重庆北部新区设立）等。

跨国公司的技术能力包括产品技术，管理经验，研发能力等。

联系重庆市外商直接投资的特征，本文认为外商直接投资对重庆市的技术促进主要是通过以下两种途径实现：

第一，重庆市直接引进跨国公司的先进技术以及外商直接投资的示范效用。

目前，重庆市每年的技术引进项目数和项目的技术水平都在不断地上升，特别是先进设备的进口一直保持着较高的水平。

而扩过公司作为外商直接投资的投资主体，其技术能力也是重庆市技术体系的一部分，其技术进步也是重庆市技术进步组成部分。

第二，外商直接投资的技术转移效应和技术外溢效应引发重庆市的技术进步。

作为外商直接投资的主体，跨国公司在技术水平、经营能力、管理经验、人才培养等各方面都具有较高的水平。

重庆市的企业在与跨国公司的合作中，吸收跨国公司的优点，结合本地企业的实际情况，可以促进企业技术水平的进一步发展。

同时，跨国公司在重庆市的经营活动，也给重庆市企业带来示范作用。

通过跨国公司技术和管理经验的示范，企业加快自身研发和管理经营上的改进，从而实现企业的技术进步。

最后，人力资本的流动等，也可以促进重庆市的技术进步。

企业可以聘用由跨国公司培训过的人员，直接带动企业管理和经营水平的提高。

这三种外商直接投资的技术溢出效应共同作用，促进了重庆市的技术进步。

三、模型设定、研究方法及数据采集

（一）模型设定及研究方法

目前多数学者采用全要素生产率来表技术进步和能力实现等导致的产出增加，但是由于估算全要素生产率各种方法都存在着不同缺陷，不同的方法计算出的结果相差很大[1]。

因此本文将采用上面提到研发强度[2]代表我国技术进步水平，即:

（1）

由于中科技部网站只能找到从1997-2007年重庆市的研发支出额，因此研发强度由1997-2007年每年的研发支出额除以当年的重庆市生产总值得到。

从总体上分析外商直接投资与技术进步之间是否具有相关关系时，可以使用外商直接投资流量数据或外商直接投资存量数据。

外商直接投资的流入构成了重庆市总投资的一部分，而投资效应往往具有时间上的滞后性，本期投资（

）在（t+1），（t+2），…时期对技术进步的促进效果可能会更加明显，本期的技术发展水平（

）受（t-1），（t-2），…期的投资影响可能更大。

因此，从总体上分析外商直接投资与技术进步之间的相关关系时，使用外商直接投资存量数据比外商直接投资流量数据更科学。

统计年鉴上仅有外商直接投资的流量数据，没有外商直接投资存量数据。

在以往的研究中，对资本存量有不同的理解，其分歧在于是否考虑折旧，不同的学者持不同的观点，有些学者如沈坤荣（2000）[3]对于资本存量的估计未计算折旧。

但是，考虑到不计算折旧将大大高估外商直接投资资产的价值，因此需要测算，公式为:

（2）

其中

为t年的实际外商直接投资存量，

为t-1年的实际外商直接投资存量。

为固定资产投资价格指数，由于计算过于烦琐，因此本文采用重庆市商品零售价格指数来代替。

为t年用人民币折算的名义外商直接投资。

为t年的外商直接投资资产的折旧率，由于外商直接投资资本折旧是一个十分复杂的问题，不同行业、不同种类的资产有不同的折旧率。

为了简便起见，本文参照侯风云（2002）[4]的方法，假设外商直接投资资产年折旧率为11%。

整个检验过程分四个步骤完成:

第一，利用单位根检验确定时间序列

和

的平稳性;

第二，根据上述协整理论建立

的回归模型;

第三，利用Engle和Granger（1987）提出的协整检验方法来确定

之间是否具有协整关系，如果存在，则给出两变量之间的长期关系，建立误差修正模型。

所有结果均使用Eviews5.0计量分析软件进行回归分析而得。

（二）数据采集

本文实证分析使用的数据由重庆市1997-2007年的有关数据计算得到的，重庆市研发强度与外商直接投资存量的数据经计算见下表:

表1重庆市研发强度与外商直接投资存量

年份

研发强度

名义外商直接投资（亿美元）

汇率

重庆市零售商品价格指数1978年=100

外商直接投资存量（亿人民币）

1997

0.32

3.85

8.2898

470.4

28.32

1998

0.38

4.31

8.2791

444.5

33.24

1999

0.42

2.39

8.2796

428.9

34.19

2000

0.63

2.44

8.2784

409.6

35.37

2001

0.57

2.56

8.277

405.5

36.71

2002

2.81

401.0

38.47

2003

0.77

3.11

8.2774

399.0

40.70

2004

0.88

4.05

8.2769

404.6

44.51

2005

1.04

5.16

8.1917

399.3

50.19

2006

1.06

6.96

7.9735

405.7

58.35

2007

1.09

7.58

7.3046

414.1

67.24

数据来源:

①外商直接投资的折算汇率（中间价）由历年《中国金融统计年鉴》整理得到

②重庆市商品零售价格指数由历年《重庆市统计年鉴》整理得到

③外商直接投资存量自1985年起累计

四实证检验结果与分析

（一）时间序列变量的ADF检验

为了避免对非平稳时间序列进行回归时，造成伪回归等问题的出现，需要先进行平稳性检验，然后用协整分析确定变量间的长期稳定关系，在最优滞后阶数的选择上采用AIC准则。

在Eviews5.0中分别对水平值和二阶差分进行检验,结果如下表4-1.

由检验结果可知:

二阶差分序列D（ln外商直接投资t,2）和D（lnRt,2）都是平稳的。

表2ADF的平稳性检验结果

变量

检验形式（C,T,K）

ADF检验统计量

5%临界值

概率值（P值）

ln外商直接投资t

（C,T,0）

16.76719

-3.320969

0.9999

D（ln外商直接投资t,2）

（C,N,1）

-9.830228

-3.403313

0.0001

lnRt

-0.904452

0.7293

D（lnRt,2）

（C,T,1）

-3.340542

-3.519595

0.0608

注：

检验形式中，C、T、K、N分别表示单位根检验方程中包括常数项、时间趋势、滞后项，

不存在时间趋势。

5%临界值为5%置信水平下ADF检验统计值。

（二）E-G协整检验

因为

为一阶单整序列，满足协整检验前提。

因此，用

对

进行普通最小二乘回归:

得到模型的估计结果为：

方程中的拟合优度达到了87.17%,说明回归良好;

系数表明，外商直接投资存量每增加1%，会使得研发强度增加1.8535%。

对上式的残差进行ADF单位根检验，得到ADF统计量为-5.1769，其绝对值大于5%显著性水平下的T统计量为-3.5196，即e序列在5%的显著水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此可以确定e为平稳序列。

上述结果表明:

两变量之间存在协整关系，协整向量为（1，-1.853501）。

（三）误差修正模型（ECM）

利用上面估计得到的外商直接投资和研发强度的协整方差的残差序列

令误差修正项

建立下面的误差修正模型:

得到估计结果:

在上面的误差修正模型中，差分项反映了短期波动的影响。

研发强度的短期波动可以分为两部分:

一部分是短期外商直接投资存量波动的影响，一部分是偏离长期均衡的影响。

误差修正项

的系数大小反映了对长期均衡的调整力度。

从系数的估计值（0.4088）来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以（0.4088）的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

结果分析：

从协整分析可知,重庆市外商直接投资与研发强度之间存在着比较稳定的均衡关系;

外商直接投资增加1个百分点,研发强度增加1.8525个百分点。

基于该结论，本文认为外商投资对重庆市技术进步有一定的促进作用，外商直接投资的技术溢出效用比较明显。

五、结论与政策建议

通过对重庆市1997-2007年外商直接投资与研发强度的相关性实证分析，本文得出结论：

外商直接投资对重庆市的技术进步有一定的促进作用，外商直接投资的技术溢出比较明显。

联系重庆外商直接投资的特征以及本文的分析结论，本文试提出如下政策建议：

①应大力改善重庆市的投资环境，尤其是与科学技术相关的产业投资环境，建立完善的吸收外商直接投资体系，合理制定外贸政策，以吸引更多外商加快形成重庆市透明、统一和可预见的涉外经济管理体制和相关法律法规，政府对涉外经济活动依法管理，推进法律法规的统一实施。

②制定有差别的外资政策，引导外商直接投资流向资金相对不足，技术水平相对落后的基础行业，并制定相应优惠政策吸引外资。

而对于内资企业间竞争激烈、内外资企业技术水平相差不大的行业，可取消外资优惠政策，鼓励内外资企业的公平竞争。

③增强重庆市企业的技术吸收能力，全面提高企业的技术消化吸收能力。

在切实做好企业技术开发机构的建设工作基础上，鼓舞、引导企业加大对科技的投入，不断增加企业的研发经费。

特别是在技术引进后，还需投入相当的研究资源进行配套研究，以达到消化、吸收、有效利用的目的。

因此企业在成为技术引进主体的同时，增强研发能力，是提高技术吸收效率的重要条件。

④鼓励重庆市内资企业的技术创新。

吸引国外先进技术的最终目的是为了促进重庆市企业的技术创新，带动重庆市产业的技术进步，所以在引进国外先进技术的同时，也要采取相关政策促进重庆市企业的自主创新。

参考文献:

[1]张建华,欧阳轶雯.外商直接投资、技术外溢与经济增长—对广东数据的实证分析[J].经济学季刊.2003（02）。

[2]郭庆旺,贾俊雪.中国全要素生产率的估算:

1979-2004[J].《经济研究》2005（06）.

[3]中国科学技术部网站。

[4]朱丽萍.FDI在我国的技术效应分析及提升对策[J].广东财经职业学院学.2005（06）:

55-58

[5]沈坤荣.外国直接投资与中国经济增长[J].管理世界.1999,（05）.

[6]侯风云.中国人力资本投资与经济增长相关性研究[J].第五届经济学年会收稿（政治经济学领域）.

[7]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证分析[J].世界经济文汇.1999,（02）

[8]Wang,Blomstrom.ForeignInvestmentandTechnologyTransfer：

aSimpleModel[J].EuropeanEconomicReview.1992（36）.137-55

[9]Aitken,Harrison.Dodomesticfirmsbenefitfromforeigndirectinvestment?

AmericanEconomieReview.1999（89），605-618.

政策建议：

（一）大力改善重庆市投资环境，尤其是与科学技术相关的产业投资环境，建立完善的外商直接投资吸收体系，合理制定外贸政策，以吸引更多外商加快形成重庆市透明、统一和可预见的涉外经济管理体制和相关法律法规，政府对涉外经济活动依法管理，推进法律法规的统一实施。

（二）制定有差别的外资政策，引导外商直接投资流向资金相对不足，技术水平相对落后的基础行业，并制定相应优惠政策吸引外资。

（三）增强重庆市企业的技术吸收能力，全面提高企业的技术消化吸收能力。

（四）鼓励重庆市内资企业的技术创新。