基于广义矩估计法分析FDI在中部地区的技术溢出效应 郑月明搞要:随着改革开放的不断深入，果也是不统一的。从研究方法上来说，区的技术谧出效应，必须要考虑到个体中部地区吸引的外商直接投资(FDI)在以时间序列方法分析FDI的东道国的差异性和时间的动态效应。在实证分不断增加，引进外商直接投资的目的技术效应时，得到的结果一般都是正面析中，动态面板数据模型是一个很好的之一就是希望能通过市场来换取技的，即FDI对东道国的技术进步有促进选择，它以各个地区为横截面，加上时术O因此，FDI是否促进了我国的技术作用，如如Caves(1974)、Blomstrom和间序列组成一个数据库，可以较为准确进步是值得研究的。通过选取1994-Persson ( 1983 )、Haddad和Harrison的衡量个休间的差异。本文主要是分析2012年的数据，本文建立动态面板数(1993 )等。但是这种分析方法只是考虑FDI在中部地区的技术谧出效应，因此据模型并运用广义矩估计方法了整体效应而忽视了不同个体之间的根据国家统计局的分类方法，以中部地(GMM)进行实证分析O得到的结果显异质性，得到的结果不够准确。有很多区的8个省(黑龙江、吉林、山西、河南、示:外商直接投资在中部地区并不具文献是用面板数据模型方法来分析的，湖北、湖南、江西、安徽)为动态面板数有明显的正溢出效应。得到的结果一般都是FDI对东道国的据的横截面，以1994-2012年为时间序关键词:外商直接投资;全要素生技术进步没有积极作用，或者作用不明列建立动态面板数据模型。产率;广义矩估计显，如Kokko( 1996 )、Harrison( 1999 ) Bar›事实上，FDI的真实技术溢出效应一、引言ry(2001)等。虽然面板数据模型分析得是很难用变量去测量的，大都是通过代中部地区虽然吸引的外商直接投出的结论考虑了个体之间的异质性，但理变量的方式去衡量，比较通用的做法资(FDI)在整个中国范围而言并不多，是这些研究基本上都不是以中国为研是用全要素生产率(TFP)作为代理变量但是却呈现出不断增长的态势。在不断究对象的。国内学者也对此进行了一些放到模型中去进行分析，本文也将采用强调产业升级和技术升级的今天，中部分析，有的以时间序列方法进行研究，这一通用做法。由于全要素生产率的方地区不断增加的外商直接投资是否有有的则是用静态面板进行分析，用动态法有很多种，本文采用一种比较简便而助于技术进步，是否会产生正面的技术面板分析的较少，以中部地区为研究对‘常用的方法一一，索洛残差法来进行估溢出效应，本文将通过实证分析来加以象的则更少O算。论证。二、模型的建立和估计为了较好的反映出各个地区(即各国内外有相当多关于外商直接投(一)变量设定和模型个横截面)之间的差异性，以及在不同资的技术溢出效应的文献资料，但是由由于中国地域广阔，各个地区的情时间段FDI的技术溢出效应，本文将采于研究方法和研究对象不同，得到的结况不尽相同，要准确得到FDI在中部地用较为合理的动态面板数据模型进行18在2014年12期(4月)
分析-且E检验统计量的绝对值为。这之间的技术依懒性也不够大。因此外资就说明滞后1期FDI对于本年度的全企业在进入中部地区时能够较为轻松LNA同tLNAit-t+α.J.，NFDι+α:;LNFDI，...t+要素生产率没有积极的溢出效应，反而的维持自己的优势地位，对于引进先进αJ.，NFD/，阶2+η'i+.队，t在上面的模型中:i=1，2，3，…，表有负面的阻碍作用，因为滞后1期FDI技术的意愿不强烈，因此本地企业通过示的是中部地区8个省份，t=1，2，3，…每增加1%，本年度全要素生产率将减市场竞争获得技术溢出的空间就大大T，代表所引用的时间序列(即1994-少约%。由于E的检验统计量是缩减了，获得技术溢出的可能性也大大减少。2012) ，执t为随机扰动项，η，表示的是8显著的，我们可以得出结论，认为之后1个省份之问的差异。A.表示8个省份在期的FDI对于中部地区的技术溢出效参考文献:我们引用的时间序列内的全要素生产应具有负面影响，会阻碍中部地区的技[1]刘舜佳.国际贸易、FDI和中国率，LNA.表示的是8个省份全要素生术进步。会要素生产率下降一一基于1952-2006产率的对数;FDL，表示8个省份在各年面板数据DEA和协整检验日].数量经在上面模型中0:4的值为，个年度的外商直接投资，LNFDL"为8济技术经济研究，2008(11).且t检验统计量为。这个结果说个省份外商直接投资的对数;-l表[2]龚六堂，谢丹阳.我国省份之间明滞后2期FDI每增加1%，本年度全的要素流动和边际生产率的差异分析示8个省份滞后1期的外商直接投资，要素生产率将增加%，表明滞后2FDL'-2表示滞后2期到的外商直接投口].经济研究，2004(01).期的FDI对于技术溢出有促进作用。但[3]叶裕民.全国及各省区市全要亲资。α1表示上一期全要素生产率对当期由于t检验统计量是不显著的，说明这全要素生产率的影响，α2度量了本期生产率的计算和方法u].经济学家，2002 种技术溢出的促进作用是不显著的。换外商直接投资对当期全要素生产率的(03). 句话说，就是滞后2期FDI对技术进步[4]张亚斌，肖竟成，艾洪山.外商直影响，屿，α4别度量了前1期和前2期有作用，但是作用不大。接投资与我国技术进步一一一基于关联外商直接投资对当期全要素生产率的三、结论渠道分析的实证检验日].南开经济研究，影响。基于以上分析，可以认为中部地区(二)估计结果2007(05). 的外商直接投资产生的技术溢出效应[5]郑月明.基于动态面板数据模型由于动态面板数据模型考虑到了从整体上来说是负面的，即使有积极的分析外商直接投资的技术溢出效应日].时间的之后效应，也就是说在该模型的促进作用，但是这种促进作用是不明显解释变量之一就是因变量的滞后顶，这山东纺织经济，2011(11).的，不能抵消它产生的显著的负面效样就会导致模型中的干扰项和解释变[6]Abraham, Filip, Joep Konin段，Veer›应。量之间不是不相关的，违反了估计的基le Sp血overs，Firm Het›分析认为以下几点原因导致了外本定理。因此，如果运用原来的基本估erogeneity and Degree of Ownership: Evi›商直接投资在中部地区的技术溢出效计方法就会出现估计上的偏误，从而导dence丘omChinese Manufacturingm. Cen›应是负面的。首先，中部地区虽然具有致结果上的偏差。国外学者Arellano和tre for Econornic Policy Research, London. 充足的廉价劳动力，但是大部分都是非{作者单位:武汉科技大学)Bond (1991), Arellano和Bover(1995), 技术熟练劳动力者，企业需要的技术熟Blundell和Bond(1998)提出的广义广义练者数量不够。要矩估计方法可以较好的解决这种变量充分吸收FDI的技内生性问题，使得结果较为可靠。本文术溢出，就需要本运用这种估计方法对上面的模型进行地企业有较强的吸估计，得到以下结果。收能力，而这就要求本地企业的劳动在上面的模型中0:1的值0，5988，力素质要高。显然，且t检验统计量是4，6940，结果是显著中部地区高素质的的，表明在中部地区，前一年的全要素劳动力数量明显不生产率对当年度的全要素生产率有积足，无法充分有效极显著的正面溢出效应。地吸收这种技术溢在上面模型中0:的值为, 2出，进而推动中部且t检验统计量是，统计量的结果地区的技术进步，是不显著的，这就说明:虽然本年度的因此也就无法获取外商直接投资每增加1%，当年度全要FDI的技术溢出效素生产率将增加约%。由于ι的t应o其次，由于历史检验统计量的结果是不显著的，表明发展原因等，中部FDI对中部地区的技术溢出效应虽然有地区更多的是承接正面效应，但是这种结果不显著或者说东部地区的产业转是不明显的。移，市场之间的竞在上面模型中，吨的值为，争不够强烈，企业中国集体经济革19
