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《我國西部服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)影響的實證研究論文》由會員上傳分享，免費在線閱讀，更多相關(guān)內(nèi)容在學(xué)術(shù)論文-天天文庫。
1、我國西部服務(wù)業(yè)發(fā)展對城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)影響的實證研究論文.freelan(2000)以及Konings(2001)等人的研究表明，F(xiàn)DI在摩洛哥、委內(nèi)瑞拉、捷克、保加利亞、羅馬尼亞和波蘭等發(fā)展中國家不存在技術(shù)溢出效應(yīng)。而BlomstromPersson(1983)、KokkoZeian(1994)和Kokko(1996)等人的研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI的技術(shù)擴散效應(yīng)假設(shè)在烏拉圭、印度尼西亞、墨西哥等國成立。國內(nèi)學(xué)者對于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究，已經(jīng)有大量的文獻。蔣殿春(2004)通過比較靜態(tài)分析，認為FDI帶來的競爭效應(yīng)往往會惡化國內(nèi)企業(yè)研發(fā)融資能力，其總體結(jié)論是
2、，在大多數(shù)情況下，跨國公司帶來的競爭沖擊將會弱化我國企業(yè)的研發(fā)動機和能力。王曉紅和胡景巖(2006)認為．FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)是發(fā)展中國家利用跨國公司投資增強自主創(chuàng)新能力，實現(xiàn)產(chǎn)：業(yè)快速升級，經(jīng)濟跨越式發(fā)展所產(chǎn)生的一個最重要的效應(yīng)。冼國明和薄文廣‘(2006)的研究表明，F(xiàn)DI對于中國各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新會發(fā)揮積極的影響，但這種影響受到人力資本、各地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、市場經(jīng)濟得以順利運行的制度環(huán)境、法制環(huán)境等“門檻”效應(yīng)的影響。陳柳(2007)通過1987—2003年長三角地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析了本土技術(shù)創(chuàng)新能力和FDI技術(shù)溢出對該區(qū)域經(jīng)濟增長的作用，其結(jié)
3、論認為，考慮到本土創(chuàng)新因素之后，F(xiàn)DI技術(shù)溢出不再表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長的顯著正面作用；而本土創(chuàng)新能力對該地區(qū)的經(jīng)濟增長卻存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。從以上文獻回顧可以發(fā)現(xiàn)，以往的研究側(cè)重于考察是否存在以及存在正向或負向的FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。FDI在對中國經(jīng)濟增長做出貢獻的同時，是否也促進了中國技術(shù)創(chuàng)新能力的提高?本文正是基于這一視角，運用實證方法來考察FDI與中國創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。二、變量、數(shù)據(jù)與方法1．變量與數(shù)據(jù)本文選取FDI流量和專利授權(quán)數(shù)作為替代指標(biāo)來研究FDI對創(chuàng)新能力的影響。在此，我們以中華人民共和國國家統(tǒng)計局公布的實際利用的外商直接投資金額
4、作為變量FDI的指標(biāo)。由于實際外商直接投資額的原始數(shù)據(jù)是以美元標(biāo)價，因此我們把當(dāng)年的FDI原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成以人民幣標(biāo)價的外國直接投資額(RFDI)，然后對該數(shù)值取對數(shù)(LNRFDI)(見表1)，并得到該變量隨時間變化的趨勢圖(見圖1)。，對于創(chuàng)新能力，我們選用1990一2005年國家知識產(chǎn)權(quán)局授權(quán)的專利數(shù)量作為替代指標(biāo)。其中，專利數(shù)量包含了發(fā)明(Invention)、實用新型(Utilitymodel)和外觀設(shè)計(Design)。對該指標(biāo)取對數(shù)后得到的趨勢圖見圖2。本研究之所以不選擇專利申請數(shù)而選擇專利授權(quán)數(shù)，基于以下兩點理由q’：(1)專利申請
5、經(jīng)過審查程序，就進入授權(quán)階段。然而，并非所有的專利申請都能批準(zhǔn)為專利。從中人民共和國科技部公布的專利申請數(shù)和授權(quán)數(shù)來看，二：者之問具有較大的差異(見表2)。(2)從專利申請的結(jié)果來看，授權(quán)的專利比申請的專利更具有新穎性。作為創(chuàng)新能力的代替指標(biāo)也更為恰當(dāng)。從圖1和圖2可以看出，在對RFDI和PTN取對數(shù)之后，二者具有隨時問變化的趨勢，因而是非平穩(wěn)時間序列。也就是說，在數(shù)據(jù)中存在單位根。在這種情況下，使用傳統(tǒng)的估計技術(shù)(基于古典假沒的關(guān)于擾動項的性質(zhì))將會導(dǎo)致不正確的推論(Rao，1994)，這潛在的導(dǎo)致了無意義或者偽造的結(jié)果(Grangerand
6、Ne。一1+u。也可以寫成：△LNlyI'N產(chǎn)C(1)+C(2)豐△LNRFDI．+aLNPTN¨一0．5211164637木LNRFDI【_l一7．149335892)+u。根據(jù)HENDRY一般到特殊的建模方法。我們首先選定4階的滯后變量，然后逐步排除一些不顯著的變量，得到估計后的ECM如下：’DLNPTN=0．3527167266t0．3238169423半DLN胛N(一2)一0．3063303412豐DLNPI’N(一3)一O．4534072436木DLNRFDl(一4)一0．2435227024水ecm。～1R氈O．789770，’校正
7、的R2=0．“9617，D．是誤差修正項，該項系數(shù)反映了誤差修正模型自身修正偏離均衡誤差的作用機制。當(dāng)修正系數(shù)為l時，專利授權(quán)數(shù)和FDI流量的當(dāng)年均衡誤差在下一年就可以調(diào)整到均衡狀態(tài)。此模型中的系數(shù)為0．2435227024，說明專利授權(quán)數(shù)和FDI流量的短期變動偏離它們長期均衡關(guān)系的程度并不大。FDI流量和專利授權(quán)數(shù)之間的均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力不強。4．格蘭杰(G啪ger)因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗結(jié)果表明，F(xiàn)DI流量與中國的專利授權(quán)數(shù)之間存在長期的均衡關(guān)系。但是這種均衡關(guān)系恐否構(gòu)成因果關(guān)系，即是由FDI流量的增加提高了創(chuàng)新能力，
8、還是由創(chuàng)新能力的提高吸引了FDI流入?前面的回歸并不能夠回答這個問題，所以還需要進一步的驗證。格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗只適用于平穩(wěn)變量，所
