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　　我们可以将技术和产出之间的关系表示为中的曲线,其中,横轴A代表技术水平,而纵轴y代表长期的人均产出水平。由于外资依存度的提高会导致经济增长路径的下降,这意味着当经济体的外资依存度由f1提高到f2后,技术进步与产出增长之间的关系会由曲线g(f1)下降到g(f2);同时,由于外资依存度的提高,经济体的技术水平会由A(f1)上升到A(f2)。综合两方面的结果,经济体的长期产出水平会由于外资依存度的上升而由y(f1)变为y(f2)。显示了三种外资依存度提高和经济增长之间的关系,当外资依存度的提升主要由开放程度扩大所造成时,外资依存度的扩大并不会导致东道国经济长期增长路径的变化,考虑到外资流入对东道国技术进步的影响,外资依存度的提高会引起有效劳动投入的增长,并使得长期人均产出水平出现了明显的上升;如果外资依存度的提高是由内外资企业的技术差距所引起,那么随着外资依存度的非对称提高,该国会出现长期经济增长路径的向下偏离,但如果这种技术差距会带来明显的技术转移和溢出效果,那么东道国仍然可能从外资依存度的提高中实现一定水平的经济增长;然而,如果东道国的外资依存度是由体制约束所造成的,那么这种外资依存度的提高不仅会导致经济增长路径的向下偏离,而且还不会产生明显的技术促进效果,此时外资依存度的提高对经济增长很可能会产生较为负面的影响。

　　因此本文所论述的外资依赖仅仅是经济发展过程中的一种“症状”,而并非经济中的“症结”。而我们的分析也并不意味着对外资依存度提高这一情况的绝对排斥,而是主张要透过外资依存度提高这一表面现象认清其背后的问题根源,并对其采取针对性的政策措施。

　　三、外资依赖与中国经济增长的实证检验

　　理论分析证实,外资依存度增加对经济增长的影响取决于路径偏离和技术进步两种效应的大小,因此要判断FDI对中国经济增长产生的影响,也必须对这两方面的情况进行检验。

　　(一)外资依赖与经济增长路径

　　首先我们将对外资依存度提高引起经济增长路径偏离这一命题进行实证检验。

　　1.模型设定

　　假设经济体的生产函数为Cobb-Douglas形式,总产出水平为Y;生产中投入两种要素,即资本K和劳动L,且生产函数为规模收益不变。另外假设全要素生产率为A,且技术进步为中性的,则该生产函数可以写为Y=AβKαL1-αC,其中,C为经济中除了投入和技术之外其他影响产出水平的因素系数,α为资本的产出弹性,1-α为劳动的产出弹性,β为技术进步对产出的贡献。从图6的演示来看,经济增长对最优路径的偏离体现为在相同的技术进步条件下经济增长绩效的下滑,因此模型中的系数β实际上体现了经济体的长期增长路径。β越低,则在同等技术进步条件下经济增长会相对缓慢,即经济增长沿着一个较低的路径进行。

　　由于外资依存度会影响经济的长期增长路径,因此不妨假设技术进步的系数β为外资依存程度FDI的一个函数。为简化起见,我们假设该函数呈线性形式,即β=b1×FDI+b2。将函数代入并替换β,可得Y=Ab1×FDI+b2KαL1-αC.由此,我们可以通过计量检验确定系数b1的方向来判断外资依存度对经济增长长期路径的影响:当b1>0时,则意味着外资依存度的增加会导致经济增长长期路径的改善;而当b1<0时,则意味着外资依存度的增加会导致经济增长长期路径的恶化。

　　将进行对数线性变换可得最终的检验式如下:lnyit=α1lnkit+b2lnAit+b1FDIit×lnAit+c+uit,其中y=Y/L为人均产出水平,k=K/L为人均资本存量水平,c=lnC为常数项。为了确保检验结果具备一定的稳健性,我们对模型(采取截面加权的固定效应模型以及广义矩模型进行回归。在截面加权的固定效应模型估计中引入残差自回归项以消除模型中的自相关性;在广义矩模型中则引入被解释变量的一期滞后项作为动态项。由于在模型中引入动态项,变量的内生性使得该模型不能以普通最小二乘法进行回归。我们在回归中采用了系统GMM的估计方法,并以全部解释变量的滞后值作为工具变量。该方法要求模型可以存在一阶自相关,但不能存在二阶自相关。因此在检验中我们对模型的残差进行了Arellano-Bond一阶和二阶自回归检验。同时我们以Sargan检验确定工具变量约束的有效性。

　　由于在理论分析中,对经济增长起决定作用的是制造业部门的生产率,因此我们测算的全要素生产率也是以我国工业部门为基础进行的。我们在检验中计算了包括国有、外资、私营企业以及内资(国有与私营企业之和)和地区整体工业的生产效率情况。其中检验中所使用的全要素生产率为该地区整体工业生产效率。

　　2.指标构建与数据选择

　　以中国31个省(市、自治区)在1999—2005年期间的数据作为样本,全部样本数据取自《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》以及《中国区域经济统计年鉴》各期。检验模型的指标构建与数据选择如下:

　　(1)全要素生产率

　　在模型当中,一个重要的变量是全要素生产率。由于模型条件所限,我们无法采用参数估计方法来求取全要素生产率,因此,我们采用DEA分析的方式来对生产率指标进行测算。测算遵循Fareetal.(1994,1997)的指数方法,以投入效率为基础来进行。

　　在具体的DEA测算中,我们以各地区不同类型企业的工业增加值作为产出变量,以各地区不同类型企业的固定资产净值、流动资产以及年平均从业人数作为投入变量。由于涉及价格变动因素,因此需要对增加值、固定资产净值以及流动资产变量进行价格调整。

　　对于工业增加值,采用各地区工业品出厂价格定基指数(1999=1)对各地区不同类型企业的工业增加值进行平减得到各地区各类企业的实际工业增加值。对固定资产存量的价格调整采用永续盘存法,以地区i中第n类企业各时期的固定资产年末余值之差(扣除折旧影响)作为当年的新增固定资产投资,即ΔKnit=Knit-(1-σ)Knit-1,其中σ为每年的固定资产折旧率(实际计算中取5%)。设第t年固定资产投资的价格定基指数为PKt,则第t年的固定资产实际存量为Knit=(1-σ)Kni，t-1+ΔKnit/PKt.对流动资产净值的调整,直接以各地区历年的工业品出厂价格指数进行平减处理。

　　(2)人均实际GDP与人均固定资产存量

　　我们选择了各地区人均实际GDP作为地区产出水平yit的指标。由于涉及价格变动,以GDP平减指数(1999年为基期)对各地区GDP进行平减得到各地区的实际GDP,以该实际GDP与该地区当年全部从业人口之比作为各地区的人均实际GDP;同时我们选择了全社会人均固定资产存量作为人均资本投入kit的指标。对全社会固定资产存量的价格调整方法同前。以调整后的全社会固定资产存量除以该地区当年全部从业人口得到人均固定资产存量指标。

　　(3)外资依存度

　　对于外资依存度变量,我们选取了各地区历年外资企业的实际固定资产存量占地区工业实际固定资产存量的比重作为外资依存度变量FDI的指标。在利用以上投入产出变量计算出各地区历年的相对效率水平和Malmquist指数后,我们以历年Malmquist指数累积变动率与基年相对效率水平的乘积作为全要素生产率的指标。

　　3.检验结果

　　对模型采取引入自回归项的截面加权固定效应模型以及动态面板广义矩模型进行回归,检验取得了较好的回归效果,回归系数绝大部分通过了较高置信度的显著性检验。其中截面加权固定效应模型的可决系数达到了0.999以上,且没有表现出明显的自相关性。Hausman检验以及Sargan检验也分别证实了固定效应的存在性以及GMM估计中工具变量选取的有效性,且三种估计方法所得到的回归系数大体相同。综合以上判断,可以认为检验结果具有一定的稳健特征,结论具备一定的可信性。

　　检验结果表明资本投入变量以及技术变量的系数均显著为正,因此人均资本存量的增长以及技术的进步均有助于地区的经济增长。然而交互项FDIit×ln(Ait)的系数在两种估计中均显著为负,这意味着较高的外资依存度实际上不利于发挥技术进步对经济增长的促进作用,也即导致经济增长路径的向下偏移。这与理论分析的结论是一致的。

　　(二)外资依赖与技术进步

　　要准确地评价国际直接投资对经济增长的综合贡献,我们还必须要对外资依存度与中国生产率变动之间的关系进行进一步的检验。

　　1.模型设定