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外商直接投资对我国外溢效应的实证分析

减小字体 增大字体 作者:不详  来源:www.bob123.com  发布时间:最新发布
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  [摘要] 本文通过计量模型分析了FDI对我国的外溢效应,证实了这种外溢效应的存在性和显著性。接着又对影响外溢效应的内部因素进行了分析,认为人力资本是影响外商直接投资外溢效应的重要因素,我国经济开放度的提高、基础设施的建设与完善都有助于增强外商直接投资的外溢效应。
  [关键词] 外商直接投资 外溢效应 人力资本
  
  外商直接投资(FDI)的“外溢效应”是指FDI对东道国的经济效率和经济增长或发展能力发生无意识影响的间接作用。从跨国投资外溢效应的途径入手,有以下四个途径可以产生FDI的正向外溢效应,即市场竞争,人力资本的流动,技术示范与模仿和东道国当地企业与跨国公司的前后向关联。另外,FDI对东道国的负向外溢效应同样存在。
  一、外商直接投资对我国外溢效应的量化与实证分析
  借鉴Feder(1982)的做法,本文也通过抽象,假设:(1)中国的经济体系只包括内资与外资两大部门,只使用劳动和资本两种生产要素;(2)内资部门的产出不仅受到本部门所投入的劳动与资本的量的影响,还受到外商直接投资“外溢效应”的影响;(3)劳动与资本边际生产力在两部门之间存在稳定的差异关系。
  依据上述假设,用数学方程来表示外溢效应如下:
  W=w(Lw,Kw)
  N=n(Ln,Kn,Kw)
  Y=W+N (1)
  其中,W、N分别代表外资和内资部门所创造的GDP,L、K分别代表劳动和资本的投入量,下标表示部门。显然,国内劳动投入总量L和资本投入总量K可以分别表示为L=Lw+Ln, K=Kw+Kn。Y表示GDP总量。
  进一步假设wl和wk为外资部门的劳动力和资本边际生产率,nl和nk则表示内资部门的劳动力和资本边际生产率,且有:
  wl/nl=wk/nk=1+ε。 (2)
  其中ε是外资和内资部门相对边际生产率的差异。
  对等式(1)两边求全微分并结合其他关系可以得到:
  dY=nldL+εnldLw+nkdK+(εnk+nw)dKw(3)
  其中nw=aN/aK
  对方程(3)两边同时除以Y,并将dK视同中国每年固定资产投资总额I,将dKw视同中国每年实际直接吸收外资额Iw,再加入常数项c和随即误差项u,即可导出所需要的回归方程:
  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+nw。
  对回归方程的各参数加以分析,可以看出α和β与内、外资部门的劳动产出弹性之间存在着直接的正相关关系。γ表示内资部门投资的边际产品贡献,θ表示外资部门投资由于较高的生产效率所产生的超额边际产品贡献与外资对内资部门的外溢效应所产生的边际产品贡献之和,γ与θ两者之和则是外商对华直接投资直接与间接的边际产品总贡献。
  本文根据中国统计年鉴(2000年~2007年)选取1985年~2006年的数据,包括GDP、从业人数、外资部门从业人数、固定资产投资总数和FDI。 运用TSP软件进行回归,结果如下:
  dY/Y=0.1634-0.2288dL/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)
  对回归结果加以分析,除了SE值比较合理之外,其他检验值均明显偏低,解释变量的显著性较弱,回归结果拟合度很不理想。重新审视1985年~2006年的数据,我们发现1992年前后数据出现很大的跳跃性。究其原因主要可以归结为:其一,1992年邓小平南巡讲话加快了我国引进外资的进程;其二,我国确立符合市场需求的、管理浮动的、单一汇率制始于1994年,此前汇率的大幅度波动对回归结果也会有较大的影响。因此,我们将样本空间调整为1994年~2006年,以期能够使回归结果更好地反映经济现实与走势。再次进行回归,结果如下:
  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.=2.4848,F=15.7899)
  显然,调整后的回归结果明显优于原回归结果,回归的拟和度非常好,F检验值显著提高,D.W.检验值更接近于2,说明基本上排除了自相关,而且SE值更小了。各检验值表示模型总体比较令人满意。参数θ的回归值为0.8728,较高的θ值说明外商直接投资对GDP增长的外溢效应相当显著。较高的γ值一方面表明内资部门投资的边际产品贡献也相当可观——当然这其中离不开外资部门的示范带动作用;另一方面也进一步印证了外商直接投资对中国经济增长强大的推动作用。
  二、影响外溢效应的内部因素分析
  本文下面将进一步分析各类内部因素对外商直接投资外溢效应的影响作用。
  (1)人力资本存量。Borensztein et al.(1998)研究结果表明,东道国人力资本存量是影响FDI外溢效应的关键因素,而且FDI的外溢效应存在“临界水平”,即只有东道国人力资本存量足够丰裕时,东道国经济才能吸收FDI的外溢。遵循已有研究(Barro&Sala-I-Martin,1995),此处采用中学生入学率(MSCH)来表示人力资本存量。
  (2)经济开放度。Findley(1978)、Batiz(1991)从中间产品投入多样化的角度证实了对外开放程度与FDI外溢效应之间的正相关性。由于FDI与出口贸易之间的替代或互补关系直接影响了FDI的外溢效果,因此本文选用出口依存度(EXD)来衡量我国经济的对外开放度。
  (3)国内市场竞争程度。一般认为,如果东道国国内市场竞争程度越高,外资企业对内资企业的外溢效应就越明显。Globerman(1979)、Dunning(1993)等人研究都表明外资企业的进入打破了东道国尤其是发展中东道国原有的国内市场的垄断局面,加剧了市场竞争的激烈程度,因而国内生产竞争度与外资比重存在着正相关性。本文在这里用市场竞争程度(SHARE)来表示。
  (4)基础设施建设。完善的基础设施不仅可以成为吸引具有较高素质的FDI的重要优势条件,从而提高外溢效应来源的质量和规模。且基础设施的完善程度与当地FDI企业外溢效应的大小呈正相关关系。本文在这里使用邮电业务量(TELE)来表示。
  以FDI的外溢效应SPILL为因变量,对人力资本(MSCH)、经济开放度(EXD)、市场竞争程度(SHARE)、基础设施建设(TELE)4个自变量进行回归分析,本文根据中国统计年鉴(2002年~2007年)选取1990年~2006年的样本数据,得到的回归结果见下表。
  
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