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1、外商直接投資對(duì)我國(guó)外溢效應(yīng)的實(shí)證分析[摘要]本文通過(guò)計(jì)量模型分析了FDI對(duì)我國(guó)的外溢效應(yīng)，證實(shí)了這種外溢效應(yīng)的存在性和顯著性。接著又對(duì)影響外溢效應(yīng)的內(nèi)部因素進(jìn)行了分析，認(rèn)為人力資本是影響外商直接投資外溢效應(yīng)的重要因素，我國(guó)經(jīng)濟(jì)開放度的提高、基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與完善都有助于增強(qiáng)外商直接投資的外溢效應(yīng)?！ 關(guān)鍵詞]外商直接投資外溢效應(yīng)人力資本 外商直接投資（FDI）的“外溢效應(yīng)”是指FDI對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或發(fā)展能力發(fā)生無(wú)意識(shí)影響的間接作用。從跨國(guó)投資外溢效應(yīng)的途徑入手，有以下四個(gè)途徑可以產(chǎn)生FDI的正向外溢效應(yīng)，即市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，
2、人力資本的流動(dòng)，技術(shù)示范與模仿和東道國(guó)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與跨國(guó)公司的前后向關(guān)聯(lián)。另外，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)的負(fù)向外溢效應(yīng)同樣存在?！ ∫弧⑼馍讨苯油顿Y對(duì)我國(guó)外溢效應(yīng)的量化與實(shí)證分析 借鑒Feder（1982）的做法，本文也通過(guò)抽象，假設(shè)：（1）中國(guó)的經(jīng)濟(jì)體系只包括內(nèi)資與外資兩大部門，只使用勞動(dòng)和資本兩種生產(chǎn)要素；（2）內(nèi)資部門的產(chǎn)出不僅受到本部門所投入的勞動(dòng)與資本的量的影響，還受到外商直接投資“外溢效應(yīng)”的影響；（3）勞動(dòng)與資本邊際生產(chǎn)力在兩部門之間存在穩(wěn)定的差異關(guān)系?！ ∫罁?jù)上述假設(shè)，用數(shù)學(xué)方程來(lái)表示外溢效應(yīng)如下： W=w(Lw,Kw) N=n
3、(Ln,Kn,Kw) Y=W+N（1） 其中，W、N分別代表外資和內(nèi)資部門所創(chuàng)造的GDP，L、K分別代表勞動(dòng)和資本的投入量，下標(biāo)表示部門。顯然，國(guó)內(nèi)勞動(dòng)投入總量L和資本投入總量K可以分別表示為L(zhǎng)=Lw+Ln,K=Kw+Kn。Y表示GDP總量?！ ∵M(jìn)一步假設(shè)wl和wk為外資部門的勞動(dòng)力和資本邊際生產(chǎn)率，nl和nk則表示內(nèi)資部門的勞動(dòng)力和資本邊際生產(chǎn)率，且有： wl/nl=wk/nk=1+ε。（2） 其中ε是外資和內(nèi)資部門相對(duì)邊際生產(chǎn)率的差異?！ ?duì)等式（1）兩邊求全微分并結(jié)合其他關(guān)系可以得到： dY=nldL+εnldLw+nk
4、dK+(εnk+nw)dKw（3） 其中nw=aN/aK 對(duì)方程（3）兩邊同時(shí)除以Y，并將dK視同中國(guó)每年固定資產(chǎn)投資總額I，將dKw視同中國(guó)每年實(shí)際直接吸收外資額Iw，再加入常數(shù)項(xiàng)c和隨即誤差項(xiàng)u，即可導(dǎo)出所需要的回歸方程： dY/Y=c+α(dL/L)+β(dLw/Lw)+γI/Y+θIw/Y+u 其中α=(aN/Y)/(aLn/L)=(N/Y)*[(aN/N)/(aLn/L)] β=[ε/(1+ε)](aW/Y)/(aLw/L)=[ε/(1+ε)](W/Y)*[(aW/W)/(aLw/Lw)] γ=nk, θ=εnk
5、+nw?！ ?duì)回歸方程的各參數(shù)加以分析，可以看出α和β與內(nèi)、外資部門的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性之間存在著直接的正相關(guān)關(guān)系。γ表示內(nèi)資部門投資的邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)，θ表示外資部門投資由于較高的生產(chǎn)效率所產(chǎn)生的超額邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)與外資對(duì)內(nèi)資部門的外溢效應(yīng)所產(chǎn)生的邊際產(chǎn)品貢獻(xiàn)之和，γ與θ兩者之和則是外商對(duì)華直接投資直接與間接的邊際產(chǎn)品總貢獻(xiàn)?！ ”疚母鶕?jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2000年～2007年）選取1985年～2006年的數(shù)據(jù)，包括GDP、從業(yè)人數(shù)、外資部門從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)投資總數(shù)和FDI。運(yùn)用TSP軟件進(jìn)行回歸，結(jié)果如下： dY/Y=0.1634-0.2288
6、dL/L+0.1074dLw/Lw-0.2939I/Y+1.9928Iw/Y (0.7635)(-0.3172)(1.3470)(-0.5214)(1.1824) (R2=0.1982,R2修正=0.0309,S.E.=0.0886,D.W.=1.1084,F=0.8653) 對(duì)回歸結(jié)果加以分析，除了SE值比較合理之外，其他檢驗(yàn)值均明顯偏低，解釋變量的顯著性較弱，回歸結(jié)果擬合度很不理想。重新審視1985年～2006年的數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)1992年前后數(shù)據(jù)出現(xiàn)很大的跳躍性。究其原因主要可以歸結(jié)為：其一，1992年鄧小平南巡講話加快了我國(guó)
7、引進(jìn)外資的進(jìn)程；其二，我國(guó)確立符合市場(chǎng)需求的、管理浮動(dòng)的、單一匯率制始于1994年，此前匯率的大幅度波動(dòng)對(duì)回歸結(jié)果也會(huì)有較大的影響。因此，我們將樣本空間調(diào)整為1994年～2006年，以期能夠使回歸結(jié)果更好地反映經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)與走勢(shì)。再次進(jìn)行回歸，結(jié)果如下： dY/Y=0.0245+8.2701dL/L+0.7409Lw/Lw+0.2986I/Y+0.8728Iw/Y (0.0836)(0.6544)(2.8150)(2.6425)(2.2182) (R2=0.9266,R2修正=0.8680,S.E.=0.0351,D.W.=2.484
8、8,F=15.7899) 顯然，調(diào)整后的回歸結(jié)果明顯優(yōu)于原回歸結(jié)果，回歸的擬和度非常好，F(xiàn)檢驗(yàn)值顯著提高，D.W.檢驗(yàn)值更接近于2，說(shuō)明基本上排除了自相關(guān)，而且SE值更小了。各檢驗(yàn)值表示模型總體比較令人滿
