溢出效应范文10篇

溢出效应范文篇1

[关键词]开放程度外商直接投资溢出效应

不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。

类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产性服务行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

[参考文献]

[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.

[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.

[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.

[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.

[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.

[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.

[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.

[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.

溢出效应范文篇2

关键词：信贷脉冲;溢出指数;先行指标

2016年以来，我国信贷脉冲大幅回落，信贷脉冲的关注度随之飙升。海通证券研究所认为信贷脉冲可以作为经济运行的先行指标，信贷脉冲领先发电量和房产价格半年时间，基于此，一些研究机构认为此次信贷脉冲下降会带来经济下行压力和资产价格下降。在此背景下，我们基于VAR模型的溢出指数方法，测算了信贷脉冲对我国经济的溢出效应，考察信贷脉冲作为经济运行先行指标的可靠性。

一、信贷脉冲的涵义

（一）定义及解析。“信贷脉冲”是指广义信贷增量占GDP比重的变化，可以理解为货币增速的增速，即货币“加速度”。从定义来看，信贷脉冲是考虑了经济规模的广义信贷增速的相对波动。研究相对波动的优势是去除了波动的量纲，例如两个经济体的新增广义信贷较上一期均增加100亿美元，那么两个经济体的广义信贷增速绝对波动均为+100亿美元；两个经济体的GDP分别为1000亿美元和10000亿美元，那么考虑了GDP的广义信贷增速的相对波动分别为+10%和+1%。这种去除量纲的相对波动具有两个好处：一是度量波动程度更加客观；二是可以进行更为合理的横纵向比较。“信贷脉冲”的定义为我们提供了两种测算思路：一是通过广义信贷的增量来测算；二是通过货币“加速度”来测算。广义信贷增量的口径较大，统计较为繁琐，而货币供应量M0、M1、M2的数据较易获取。因此，使用货币“加速度”测算“信贷脉冲”是一种较为简便可行的方法。从货币创造过程的角度来看，基础货币形成银行存款，银行留足存款准备金，将剩余存款用于发放贷款，贷款又形成存款，如此循环往复，形成货币总供给。从货币创造过程可以看出，贷款是货币创造最为重要的环节之一，与货币供给具有非常强的一致性。从中国的实际数据来看，2003年7月至2017年6月，全社会融资规模增速与M2的加速度变动趋势基本一致，相关系数达到0.63。因此，通过M2的加速度与GDP之比测算信贷脉冲具有合理性。但考虑到M2的加速度与广义信贷增量的口径不一致，所以两种测算方法的结果在波幅上会有一些差别。（二）我国季度GDP与M2增速比较。1.2002年以来，我国季度GDP和M2增速都有大幅提升。季度GDP增长了6.64倍，M2增速增长了5.28倍，季度GDP增长更快。2.季度GDP和M2增速都表现出较为明显的季节特征。（1）季度GDP的峰值出现在第四季度。一是很多机构在年底进行结算；二是新年备货、年底清仓等加大了第四季度的物流规模。这两方面原因使得GDP在第四季度达到峰值。（2）M2增速的峰值出现在第一季度。一是贷款在第一季度发放可以收取较长时间的利息，虽然人民银行提出了3∶3∶2∶2的放款节奏，但银行还是趋向于第一季度发放贷款；二是一般银行在年底贷款额度剩余不多，第四季度贷款下降，因贷款额度问题未发放的贷款会在第一季度发放，这样会营造一种开门红的气氛，这两方面原因使得M2增速的峰值出现在第一季度。（3）季度GDP滞后M2增速3个季度。海通证券的研究表明发电量滞后信贷脉冲2个季度，而信贷脉冲和M2增速具有一定程度的同步性，所以季度GDP滞后发电量1个季度，滞后M2增速3个季度。3.M2增速在2009年第一季度大幅上涨，为缓解2008年金融危机冲击推出的扩张政策增加了M2增速。（三）信贷脉冲、经济增长与价格水平间的关系。海通证券研究所的研究表明：我国信贷脉冲领先发电量和房产价格6个月。发电量是经济运行的重要先行指标，房产价格是最为重要的资产价格之一。所以，可以认为信贷脉冲对经济运行和资产价格两方面具有重要影响。海通证券研究的是信贷脉冲对经济增长和资产价格的单向影响，本文认为三者之间是相互影响的，而且物价、利率、投资等经济指标也可以纳入这个相互影响的体系。信贷脉冲与经济各指标的传导路径如下：1.信贷脉冲对经济增长和价格水平的传导路径。信贷脉冲直接对总需求产生影响，而总需求的变动一方面对产出产生冲击，进而影响经济增长的速度；另一方面，带来供求失衡，进而冲击价格水平，造成价格波动。2.经济增长与价格水平对信贷脉冲的传导路径。产出变化带来收入水平、价格、投资预期等变化，进而影响总需求，总需求减少带来人们贷款需求的变化，进而影响信贷脉冲，总需求增加则会带来相反的结果；价格波动导致供求失衡，带来总需求的自我调节，对信贷脉冲产生影响。显然，经济增长对社会发展进步和人民福利具有重要意义，是经济金融宏观调控的重要目标；而价格水平的上升则会带来再分配效应，可能拉大贫富差距，减少人民福利，有时政府甚至会采取措施压低价格水平，比如房地产调控，房价过高使得购房者承受沉重的房贷负担，严重影响其福利水平，为此政府多次出台房价调控政策。因此，理想的结果是信贷脉冲上升刺激经济增长较多，影响价格水平上升较少。这样的结果说明信贷更多地流入到生产领域，而不是拉升价格水平。2008年金融危机后，我国推出了宽松货币政策，虽然起到了缓解经济下行压力的作用，但也极大地推升了价格水平。图12003年7月-2017年6月我国全社会融资规模增量与M2加速度变动趋势比较近年，尤其是2016年以来，我国信贷脉冲的下降趋势较为明显，信贷脉冲又成为一些研究机构讨论的焦点。本文使用Diebold与Yilmaz（2012）提出的溢出指数方法对我国信贷脉冲与相关经济变量间的关系进行实证分析，探讨信贷脉冲的影响，以期了解信贷脉冲对我国经济增长和各类价格指数的冲击程度。

二、信贷脉冲溢出效应测度方法及指标选择

（一）溢出效应测度方法。本文采用溢出指数方法测度溢出效应。溢出指数由Diebold与Yilmaz（2009）提出，其理论基础是Sims（1980）提出的向量自回归（VAR）模型及其方差分解方法。方差分解可用来测度不同冲击对内生变量预测误差的贡献，以评价不同变量间的溢出影响，并通过构建溢出指数测算总溢出效应。本文借鉴Diebold与Yilmaz（2012）提出的溢出指数。该指数改进了2009年的溢出指数，增加了方向性溢出和净溢出，并以投入-产出分解表的形式给出了不同冲击的溢出贡献，由此可判断溢出效应的主要来源和主要接受者。与Koop，etal.（1996）使用广义向量自回归不同，本文沿用Diebold与Yilmaz（2009）的Cholesky要素识别方法，该方法的缺点是变量次序会影响方差分解结果，但可通过更换变量次序进行稳健性检验。（二）指标设计与数据选择。本文的主要目的是测度信贷脉冲对经济增长和价格水平的冲击，以及经济增长和价格水平对信贷脉冲的反作用。具体指标选择如下：1.信贷方面的指标。（1）信贷脉冲使用货币供应量M2的加速度除以名义GDP计算，具体公式是：信贷脉冲=[（M2t-M2t-1）-（M2t-1-M2t-2）]/名义GDP（式1）（2）货币供应量M2增速。计算方法为本期货币供应量减去上一年同期的货币供应量：货币供应量M2增速=（M2t-M2t-1）/M2t-1（式2）2.经济增长方面的指标。（1）GDP增长速度。使用中国统计年鉴中的GDP指数代替。（2）投资增速。使用全社会固定资产投资完成额的实际增速代替。3.价格水平方面的指标。（1）商品价格指数。由于居民消费价格指数（CPI）和生产者出厂价格指数（PPI）在波动上表现出不一致性，因此，本文将两个指数均纳入溢出指数的分析。（2）资产价格指数。一般所说的资产价格主要包括房地产和股票两个方面，因此，本文将全国70个大中城市新建住宅价格指数和上证综合指数两个指标纳入到分析框架。（3）国际大宗商品价格指数。中国是国际大宗商品的重要需求者，同时也是部分国际大宗商品的主要供给者，中国市场的供求变化对国际大宗商品价格具有一定影响力，因此本文将国际大宗商品价格指数作为价格水平的一个指标，以Wind数据库中的Wind商品指数代替。（4）固定资产投资价格指数。固定资产投资价格指数是反映固定资产投资价格变动趋势和程度的相对数，该指数的变化直接影响投资水平。（5）金融市场价格。信贷脉冲直接对信贷市场的供求产生影响，这必然带来资金价格的波动，本文以隔夜银行间同业拆借利率衡量金融市场的价格。GDP和M2表现出较为明显的季节特征，因此，本文数据频度采用季度，为消除季节因素的影响，实证数据使用季度同比增长率数据。

三、实证分析

（一）变量统计描述。从变量统计描述看，M2的增速与GDP、固定资产投资和隔夜银行间同业拆借利率具有较强的相关性，信贷脉冲与其他指标的相关性较弱。M2的增速与GDP、固定资产投资、国际大宗商品价格正相关，与隔夜银行间同业拆借利率负相关，这些都与经济理论相符，但M2的增速与CPI、PPI负相关，这与经济理论不符，说明除M2之外还有其他因素对CPI和PPI发挥着重要的作用。而信贷脉冲是货币“加速度”的概念，其他经济指标均为“速度”的概念，概念上的差别使得信贷脉冲与其他指标相关性相对较弱。因此，相比信贷脉冲，我们更需要关注的是货币增速。（二）溢出指数测算。从溢出指数的测算来看：（1）指标间的总体溢出非常显著，溢出指数达74.97%。（2）M2增速对其他指标的溢出较为显著，尤其是对信贷脉冲和固定资产投资，贡献达到27.0和22.8的高值，可见M2增速主要是通过影响投资来对经济产生冲击作用。（3）信贷脉冲对固定资产投资和隔夜银行间同业拆借利率的贡献较大，贡献值分别为12.8和11.9。可见，信贷脉冲通过影响固定资产投资对经济产生影响，通过影响利率对物价和资产价格产生影响。M2增速和信贷脉冲的外部贡献值分别为73.8和55.9，这一结果说明二者都对整个经济具有较大溢出，同时印证了M2增速比信贷脉冲更值得关注的结论。从被冲击的角度来看：（1）PPI、CPI和国际大宗商品价格对M2增速的冲击较大，可见物价水平对货币供应量具有较大影响，这一结论与价格稳定是我国货币政策的重要目标相符。（2）CPI、PPI与GDP对信贷脉冲的贡献较大，说明我国经济基本面对信贷脉冲具有较大影响。（3）对GDP冲击较大的指标是PPI、上证综合指数和CPI，M2增速和信贷脉冲的冲击贡献紧随其后。可见M2和信贷脉冲对经济增长具有冲击作用，但相比PPI和CPI，其贡献处于较低水平。（4）对上证综合指数冲击较大的指标是CPI、国际大宗商品价格和PPI，M2增速和信贷脉冲对股市的冲击不大。（5）对70个大中城市新建住宅价格指数冲击较大的是GDP和PPI，信贷脉冲的贡献仅为3.0，相对较小，这一结论说明经济发展会带来房价上涨，信贷脉冲对住房价格的影响没有想象的那么大。总结得出：经济基本面对M2增速和信贷脉冲都有较大影响，但二者与上证综合指数、我国70个大中城市新建住宅价格指数两个资产价格指标之间的相互溢出相对不显著。一方面，经济形势和价格水平对信贷脉冲具有重要影响。经济形势较差的时候，人会产生较差的预期，减少投资，贷款增速下滑，对信贷脉冲产生影响。物价水平低的时候，企业的利润空间会下降，不利于企业投资；房价、股价等资产价格疲软的时候，人们的投资也会减少，投资减少带来信贷脉冲下滑。价格水平对信贷脉冲也具有重要影响。另一方面，信贷脉冲下降，说明当期的融资规模减小，投资也将减少，继而会带来经济下行和价格水平下降的压力。

四、结论与政策建议

溢出效应范文篇3

不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。

类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产性服务行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

[参考文献]

[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.

[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.

[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.

[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.

[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.

[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.

[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.

[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.

溢出效应范文篇4

（一）对外贸易开放度

通过进口国外先进的中间产品可以提高一国最终产品的技术含量。贸易伙伴国的R&D活动可以产生新的中间产品，当进口这些中间产品时，进口国企业便可以利用其含有的专业技术知识和相应的研发成果来提高自身的生产力。此外，国内企业在生产过程中摸索、了解和吸收国外同行的知识和技术窍门，逐步掌握了生产这些含有先进技术或研发成果的产品，最终使企业生产效率和技术水平不断提高。在这个“进口商品→学习、吸收先进技术→模仿→二次创新”的过程中，产生出了诸如“干中学”效应、“技术示范与交流”效应等现象，有力地巩固和促进了一国的技术创新能力的持续性提高。国际发展经验表明，贸易开放度越高的国家，国外新技术就越有可能被有效复制，从其它国家学到先进技术的机会也就越大。

（二）国内企业的吸收能力

国内自身吸收能力的大小是保证技术溢出效果的重要保证。主要表现在国内研发（R&D）活动和人力资本水平的高低上。一国R&D活动不仅仅是自主技术创新的源泉，也是影响技术吸收能力的关键因素之一。较高的国内R&D存量能促进现有资源的进一步有效利用，产生更多的创新成果，提高国内生产力水平；同时也能提高本国对新技术的承接、利用和改进的能力。同时，较高水平的人力资本不仅可以发挥生产要素对产出增长的促进作用,而且能够有效地实现新技术的采用和贯彻。具有较高素质的劳动者可以更容易地接收新的思想，更加适应先进技术，从而促进新技术在生产中的使用。(BenhabibandSpiegel，1994)

（三）与技术溢出有关的知识产权保护

知识产权保护对国际技术溢出的影响却是双重的。知识具有非排他性特征，而知识产权保护正是要给予创新者适当的垄断利润,从而保持国内创新过程的持续性。但是与技术溢出有关的知识产权保护却是一把“双刃剑”。一方面，如果出口国的知识产权不能得到有效保护的时候,由于担心核心技术的泄露,出口国则倾向于向进口国出口低技术含量的产品。而知识产权保护的加强,能够使进口国有更多接近并获取国外先进技术的机会。另一方面，由于知识产权保护力度的加强，进口国企业在模仿时所分享的知识存量往往只能是知识总量部分内容，从而将减弱进口国获得更多技术溢出的效果。【摘要】进口贸易的技术外溢效应是一国技术进步的重要源泉，这一结论已经为许多实证研究所支持。伴随着我国进口贸易的快速增长，进口贸易对我国的技术溢出问题已经引起了人们的高度关注。此文在国内外研究成果基础上，将对进口贸易技术溢出效应发挥的影响因素，以及我国的现实性条件与特征等问题展开了深入的论述，并提出了一些具有针对性的政策建议。

【关键词】进口贸易技术溢出知识产权技术创新

二、进口贸易技术溢出效应发挥的影响因素

（一）对外贸易开放度

通过进口国外先进的中间产品可以提高一国最终产品的技术含量。贸易伙伴国的R&D活动可以产生新的中间产品，当进口这些中间产品时，进口国企业便可以利用其含有的专业技术知识和相应的研发成果来提高自身的生产力。此外，国内企业在生产过程中摸索、了解和吸收国外同行的知识和技术窍门，逐步掌握了生产这些含有先进技术或研发成果的产品，最终使企业生产效率和技术水平不断提高。在这个“进口商品→学习、吸收先进技术→模仿→二次创新”的过程中，产生出了诸如“干中学”效应、“技术示范与交流”效应等现象，有力地巩固和促进了一国的技术创新能力的持续性提高。国际发展经验表明，贸易开放度越高的国家，国外新技术就越有可能被有效复制，从其它国家学到先进技术的机会也就越大。

（二）国内企业的吸收能力

国内自身吸收能力的大小是保证技术溢出效果的重要保证。主要表现在国内研发（R&D）活动和人力资本水平的高低上。一国R&D活动不仅仅是自主技术创新的源泉，也是影响技术吸收能力的关键因素之一。较高的国内R&D存量能促进现有资源的进一步有效利用，产生更多的创新成果，提高国内生产力水平；同时也能提高本国对新技术的承接、利用和改进的能力。同时，较高水平的人力资本不仅可以发挥生产要素对产出增长的促进作用,而且能够有效地实现新技术的采用和贯彻。具有较高素质的劳动者可以更容易地接收新的思想，更加适应先进技术，从而促进新技术在生产中的使用。(BenhabibandSpiegel，1994)

（三）与技术溢出有关的知识产权保护

知识产权保护对国际技术溢出的影响却是双重的。知识具有非排他性特征，而知识产权保护正是要给予创新者适当的垄断利润,从而保持国内创新过程的持续性。但是与技术溢出有关的知识产权保护却是一把“双刃剑”。一方面，如果出口国的知识产权不能得到有效保护的时候,由于担心核心技术的泄露,出口国则倾向于向进口国出口低技术含量的产品。而知识产权保护的加强,能够使进口国有更多接近并获取国外先进技术的机会。另一方面，由于知识产权保护力度的加强，进口国企业在模仿时所分享的知识存量往往只能是知识总量部分内容，从而将减弱进口国获得更多技术溢出的效果。【摘要】进口贸易的技术外溢效应是一国技术进步的重要源泉，这一结论已经为许多实证研究所支持。伴随着我国进口贸易的快速增长，进口贸易对我国的技术溢出问题已经引起了人们的高度关注。此文在国内外研究成果基础上，将对进口贸易技术溢出效应发挥的影响因素，以及我国的现实性条件与特征等问题展开了深入的论述，并提出了一些具有针对性的政策建议。

【关键词】进口贸易技术溢出知识产权技术创新

二、进口贸易技术溢出效应发挥的影响因素

（一）对外贸易开放度

通过进口国外先进的中间产品可以提高一国最终产品的技术含量。贸易伙伴国的R&D活动可以产生新的中间产品，当进口这些中间产品时，进口国企业便可以利用其含有的专业技术知识和相应的研发成果来提高自身的生产力。此外，国内企业在生产过程中摸索、了解和吸收国外同行的知识和技术窍门，逐步掌握了生产这些含有先进技术或研发成果的产品，最终使企业生产效率和技术水平不断提高。在这个“进口商品→学习、吸收先进技术→模仿→二次创新”的过程中，产生出了诸如“干中学”效应、“技术示范与交流”效应等现象，有力地巩固和促进了一国的技术创新能力的持续性提高。国际发展经验表明，贸易开放度越高的国家，国外新技术就越有可能被有效复制，从其它国家学到先进技术的机会也就越大。

（二）国内企业的吸收能力

国内自身吸收能力的大小是保证技术溢出效果的重要保证。主要表现在国内研发（R&D）活动和人力资本水平的高低上。一国R&D活动不仅仅是自主技术创新的源泉，也是影响技术吸收能力的关键因素之一。较高的国内R&D存量能促进现有资源的进一步有效利用，产生更多的创新成果，提高国内生产力水平；同时也能提高本国对新技术的承接、利用和改进的能力。同时，较高水平的人力资本不仅可以发挥生产要素对产出增长的促进作用,而且能够有效地实现新技术的采用和贯彻。具有较高素质的劳动者可以更容易地接收新的思想，更加适应先进技术，从而促进新技术在生产中的使用。(BenhabibandSpiegel，1994)

（三）与技术溢出有关的知识产权保护

知识产权保护对国际技术溢出的影响却是双重的。知识具有非排他性特征，而知识产权保护正是要给予创新者适当的垄断利润,从而保持国内创新过程的持续性。但是与技术溢出有关的知识产权保护却是一把“双刃剑”。一方面，如果出口国的知识产权不能得到有效保护的时候,由于担心核心技术的泄露,出口国则倾向于向进口国出口低技术含量的产品。而知识产权保护的加强,能够使进口国有更多接近并获取国外先进技术的机会。另一方面，由于知识产权保护力度的加强，进口国企业在模仿时所分享的知识存量往往只能是知识总量部分内容，从而将减弱进口国获得更多技术溢出的效果。

三、我国进口贸易技术溢出的条件及其特征

（一）进口贸易的快速发展创造了良好条件

我国同美国、日本、欧盟等技术先进国的贸易联系日益紧密，为技术的溢出提供了更多的机会。自1985年以来，我国从世界发达国家的进口贸易发展迅速。以R&D活动相对集中的G-7国家（美国、日本、德国、法国、英国、意大利和加拿大）为例，1985年我国从G－7国家的进口总额为260.6亿美元，其中日本（占57.7%），美国（占19.5%），德国（占9.2%）在G-7中位居前三位，其他四国所占比例较小；2006年进口额增长了约10倍，达到2468.1亿美元，其中位居前三位仍然为日本（占46.9%）、美国（占24.0%）、德国（占15.3%）。在进口商品结构上。近年来我国初级产品的增速有所回落，而机械及运输设备以及高科技产品的增速增加。其中，机械及运输设备进口量占商品进口总额的比重由2000年的40.8%增至2006年的45.1%；高科技产品占商品进口总额的比重从2000年的23.3%增至2006年的31.2%。我国与技术先进国家进口贸易总量的扩大，以及进口商品结构的不断改善支持了进口贸易技术溢出效果的实现。

（二）国内吸收能力不足制约了对先进技术的吸收效果

1.研发投入不足，结构不合理。第一，我国用于科研开发的支出与发达国家相比存在很大差距。2006年我国R&D经费支出达到2943亿元,占GDP的比重为1.41%。而发达国家的R&D支出占GDP的比重一般都在2%以上。比如，2005年美国R&D投入总额为3125.3亿美元，占其GDP比重为2.51%；日本R&D投入总额为1458.8亿美元，占其GDP比重为3.20%；法国R&D投入总额为441.2亿美元，占其GDP比重为2.13%。第二，我国研发投入结构不尽合理、科研成果应用不足。一方面，政府在国家资金不足的条件下，仍然把大量资金投入到资本密集度极大、风险极高的技术研发领域，忽略了国内要素禀赋结构的约束，导致了国内要素配置效率下降；另一方面，研发成果的转化率或使用率较低，致使研发成果并没有进入生产领域转化成现实的生产力。因此，这些问题极大地阻碍了我国对引进技术的消化和吸收，滞缓了自主研发能力的形成，降低了创新速度。同时，国内研发投入不足也会带来一种“副产品”，即落后国家由于研发基础薄弱，缺乏及时了解和掌握国际技术发展最新动态的能力，难以对引进技术做出客观的评价，因而往往引进的是一些行将淘汰的技术，结果使其陷入“引进——落后——再引进”的恶性循环中。

2.人力资本短缺严重。由于教育投资匮乏等原因，我国人力资本存量与发达国家相比存在很大差距。2005年我国“万劳动力R＆D科学家和工程师”为14人，和发达国家相比，日本2003年为101人，德国为68人，法国为71人，美国在2002年为91人，加拿大为68人，意大利为30人。据统计欧美发达国家的从事R&D活动人员分布中，企业的R&D科学家与工程师均占50%以上，而我国企业中从事R&D的科学家与工程师人数明显低于在研究机构工作的科学家与工程师数。人力资本短缺已经成为制约我国技术吸收能力的一项重要因素。

（三）知识产权保护的强度不力制约了先进技术的流入

GinarteandPark(1997)建立和发展了一种定性评级法，用于对一国知识产权强度做出较客观的比较。他们将知识产权保护分为五个方面：覆盖范围、加入相关国际专利协议的情况、保护例外、实施机制和保护期限，并根据决定每个方面有效强度的多种因素分别评分，最后加总得到一个“0”到“5”之间的国家评分，即“GP指数”。一般而言，“GP指数”越大，说明该国的知识产权保护强度越大。我国的知识产权保护水平呈逐年上升趋势，但上升的幅度时缓时急。其中，1992年前后和2001年前后出现了两个快速上升的阶段，这一现象与1992年、2001年中国大范围修订知识产权保护法律的事实有关。但是我国的知识产权保护水平仍然远远低于发达国家水平，2004年的GP指数仅相当于日本1960年的水平（韩玉雄，李怀祖，2005）。四、结论与建议

（一）继续扩大与发达国家的进口贸易，优化进口贸易结构

对我国而言，进口贸易的技术外溢效应在长期的积极影响是显著的。如果单纯依赖本国的自主创新体系、研发能力带来国内技术进步是远远不够的。为此，进一步优化中间产品的进口结构，继续促进技术贸易的发展应该成为是中国今后经济政策制订的一项重要内容。一是要进一步改革完善进口体制，调动企业进口积极性，充分发挥进口对国民经济的促进作用，推动技术进步、产业发展与经济增长。二是要进一步调整、优化进口关税结构，鼓励企业及时合理增加国外先进适用技术、关键设备的进口。

（二）要逐步增加研发资金投入

增加研发投入和R&D存量，是提高我国国际技术溢出效果的必要前提。《国家中长期科学和技术发展规划纲要(2006-2020年)》中提到，2020年全社会研究开发投入占国内生产总值的比重提高到2.5%以上，力争科技进步贡献率达到60%以上，对外技术依存度降低到30%以下。要顺利实现上述目标，我国政府应适当增加财政科研拨款，特别要加大对基础研究和应用研究的财政支持力度。同时为鼓励创新，政府可以依据企业技术创新的力度和市场实现程度，对创新企业给予不同程度的R&D退税补贴等税收方面的优惠，以减少企业的创新成本。

（三）加大教育投入，培育人力资本

政府应科学调整财政支出结构，在有限的财力中确保教育支出的优先增长。预算安排时，要确保《教育法》中规定的教育经费“三个增长”（中央和地方政府教育拨款的增长要高于财政经常性收入的增长，学生人均教育经费要逐步增长，教师工资和公用经费要逐步增长）的落实。逐步取消对私人部门投资教育的各种限制，动员社会各阶层力量，多渠道筹措办学资金。我国应借鉴西方发达国家的做法，建立完整的税收优惠政策体系，鼓励社会投资办学，以解决我国教育资金不足的难题，促进教育水平和人力资本投入的提高。

（四）加强知识产权保护

正确认识和处理知识产权，从长远来看，是知识溢出良性循环的宏观控制的必要条件。顺应WTO的要求，我国政府要努力完善知识产权保护体系。相关研究表明，当技术差距较大和(或)模仿能力较强时，可以充分利用“技术后发优势”，这时则偏向于鼓励模仿的知识产权保护制度有利于技术进步。要加强知识产权法的法制建设和知识产权的执法力度，保护国外科技企业的在华利益，从而以保证更多外部知识的持续流入。

参考文献：

[1]赵伟，汪全立.人力资本与技术溢出：基于进口传导机制的实证研究[J].中国软科学，2006，4.

[2]李永.中国进口贸易的技术外溢效应测度与分析[J].科学管理研究，2006，06.

[3]韩玉雄，李怀祖.关于中国知识产权保护水平的定量分析[J].科学学研究，2005，3.

[4]BenhabibandSpiegel.Theroleofhumancapitalineconomicdevelopment：evidencefromaggregatecross-countrydata.Journalofmonetaryeconomics[J].1994，vol.34：143-173.

溢出效应范文篇5

关键词：城市产业；经济溢出效应；城市的发展

一、中国城市发展的现状

随着中国城镇化步伐的逐渐加快，越来越多的人开始以中国的“城市人”自居，城镇化进程的步伐越来越快，不仅体现出了中国的发展、人民的生活水平提高，更是在一定程度上带来了人们必须意识到的问题———城市发展过程中的漏洞，其主要有以下几个方面。

（一）城市发展水平参差不齐

中国有大大小小六百多个城市，然而，这些城市发展水平参差不齐是现今中国城市发展过程中存在的一大难题：经济方面，沿海城市的发展水平远远高于内陆的发展水平，长期以来就会造成城市发展过程中的两级分化，进而不利于中国整体城市体系的健康发展；政治方面，北京市作为中国的首都，更是占据了更多先机，政治资源的不平等共享会进一步阻碍中国城市体系的健全和完善；文化方面，对于国家竭力打造的文化旅游城市来说，国家重视是一方面，国家的竭力建设也是为了当地生活的人民有更加美好的生活，有更加富裕的生活条件，但是也在一定程度上影响了文化旅游城市居民的正常生活。综上所述，城市发展水平参差不齐会影响现今城市体系发展的健全和完善，不利于城市之间又稳又好的可持续发展。

（二）城市发展缺乏一定的科学指导

一个城市的发展不仅需要城市的负责人有一定的思想，更是需要城市发展负责人将这种思想付诸于城市发展过程的实际改革中。在中国，城市发展缺乏一定的科学指导是现今城市发展过程中遇到的最大的问题。从城市的房地产行业来看，近几年来，中国各个城市的房地产行业都在迅猛发展，这种迅猛发展的体现是在中国的任意城市中房价基本达到了新高的状态，基本所有城市中的房价都是升了又升。这种房价的只涨不跌导致越来越多的城市居民谈“房”色变，在这种情况下，几乎每一个新成立的青年家庭都面临着巨额的“房贷”，很多人无法避免的就成为了“房奴”，在这种情况下，更多的城市居民想的是如何更快的完成房子还款，如何更好的生活，根本就无暇考虑一个城市的发展问题。房地产行业的这种发展趋势就是城市发展缺乏一定科学指导的最直观的体现。

二、产业经济溢出效应对城市发展的促进作用

溢出效应源于1910年，英国著名经济学家马歇尔在《经济学原理》中提出溢出相当于外部性。在这之后，阿罗首次提出了产业经济溢出效应，产业经济溢出效应认为产业经济具有溢出效应，也就是说产业经济的发展不仅影响经济的进步，也会对社会、生态等各个方面具有一定的影响，尤其是一个城市的产业经济在产业经济溢出效应下会对城市的发展具有促进作用，这种促进作用主要表现在下面几个方面。

（一）产业经济溢出效应使城市空间划分更合理

一个城市的产业经济溢出效应会对城市的空间划分产生一定的作用。在城市空间划分方面，产业经济溢出效应主要发挥了助力城市空间划分，使城市空间结构更加合理的作用。首先，一个城市的空间划分由这个城市的经济发展水平来决定，在这里城市产业经济溢出效应发挥了巨大的作用。比如，在城市里城市中心商业圈的大小往往就是城市产业经济溢出效应决定的。如果一个城市的城市经济溢出效应较高，就会连着带动城市中心商业圈使其规模变大，水平提高。其次，城市的空间划分过程也会参考城市中市民的生活水平，只有在市民能接受的范围内进行城市空间的划分，才有利于政府及相关部门真正完成城市空间的合理划分。在这种情况下，要想真正的对市民的生活和经济水平有一定的掌握，就需要政府及相关工作人员意识到城市产业经济溢出效应的作用，城市产业经济溢出效应不仅体现在中国的城市产业经济对城市整个经济中心圈的影响，更是会对城市居民生活水平产生一定的影响。国家机关负责人员要认识到城市产业经济溢出效应对居民生活产生的积极作用和消极影响，只有这样，才能更好的在城市产业经济溢出效应的作用下更好的进行城市的结构划分。

（二）产业经济溢出效应促进城市生态环境建设

自中国共产党第十八次全国代表大会以来，“五位一体”建设的总布局引导并指示着中国的发展。在“五位一体”建设的过程中，中国城市的生态文明建设成为城市发展的重中之重，不仅是城市发展和建设相关负责人员关注的重点，更是城市居民茶余饭后讨论和关心的热点话题。城市产业经济溢出效应对城市生态环境建设的促进作用主要体现在两个方面：第一方面，要想全面建设和完善中国城市的生态环境需要全国人民尤其是中国城市居民的共同努力，要想让城市居民有更高的建设绿色生态环境城市的精神需求，必须先满足居民的物质需求，居民物质生活需求的满足就需要城市产业经济溢出效应来作保障。只有意识到城市产业经济的溢出效应，充分认识到城市产业经济的发展对人民生活水平的影响，进而更好的将城市产业经济溢出效应作用于中国城市的生态环境建设。另一方面，城市产业经济溢出效应会体现在生态环境建设的资金方面。一个城市的发展离不开资金的支持，城市的生态环境建设更是离不开资金的支持，绿化、设计等都是城市生态环境建设中资金需求量较大的地方。有了城市产业经济的发展，其溢出效应会给城市的生态环境建设提供一定的资金支持，不仅体现了城市产业经济溢出效应的作用，更有利于中国城市的生态环境健康发展。

（三）产业经济溢出效应带动城市经济结构变化

经济基础决定上层建筑，城市的经济结构是城市发展过程中最主要的环节。一个城市的城市结构影响着城市发展过程中的经济水平、城市居民的生活水平以及城市的生态环境建设、文化传播交流等。首先，城市产业经济溢出效应，在一定程度上影响着中国城市的经济结构，不仅对其经济发展的方向具有一定的作用，更是在城市的发展过程中对有利于城市发展的格局中选择更合适的经济结构。其次，对于某些产业来讲，经济溢出效应会提醒城市发展过程中的相关负责人意识到某种产业经济的饱和问题，进而在进行下一步的经济审批过程中能够更加及时的进行宏观调控，不至于造成经济过剩，导致通货膨胀。再者，在进行城市发展规划的过程中，相关领导及其负责人可以根据城市产业经济的发展实况，充分考虑城市产业经济溢出效应，更好的进行城市经济结构的规划，使得城市产业经济溢出效应能够更好地带动城市经济的结构变化。

（四）产业经济溢出效应促进城市的共同发展

前文提到，在中国众多城市中，城市的发展水平参差不齐是现今城市发展过程中遇到的一大难题。迄今为止，产业经济溢出效应被认为是解决这种发展水平参差不齐问题的有效途径，城市产业经济溢出效应能够有效促进城市的共同发展。首先，当一个城市中的某种城市产业经济出现溢出效应时，其经济的引导者就可以考虑将溢出的经济效应向其他未饱和城市进行转移，进而促进未饱和城市的发展，给未饱和城市的居民提供更多的工作机会，有利于提升未饱和城市居民的整体生活水平。其次，当一个城市看到另一个城市的产业经济出现溢出效应时，也会效仿出现了城市产业经济溢出效应的城市进行自身所在城市内部的经济结构调整和经济格局规划，进而有助于城市的共同发展。再者，当城市中出现城市产业经济溢出效应后，国家会在一定程度上进行宏观调控，进而使城市的发展相方瑛：产业经济溢出效应对城市发展的促进作用对平衡，避免出现过度两级分化的情况。

三、调控产业经济溢出效应，促进城市发展

城市的城市产业溢出效应会对城市造成两方面的影响，既体现为对城市的促进作用，也会体现为对城市发展的消极影响。在中国城镇化步伐越来越快的情况下，调控城市的产业经济溢出效应，使城市的产业经济促进城市又好又快的发展成为现今社会学家研究的重点课题。调控产业经济溢出效应，促进城市发展的过程中要注意以下几点：第一，实现国家对产业经济的有效调控。在现今公有制为主体、多种所有制经济并存的情况下，国家宏观调控的作用越来越不明显。为了更好地利用城市产业经济溢出效应，需要实现国家对产业经济的有效调控。只有有了国家有效的宏观调控，才能够更好的利用城市产业经济飞来的溢出效应，促进城市经济、政治、文化等的全面发展。第二，注重产业经济溢出效应的正面促进作用。前文分析过，城市产业经济溢出效应具有双面性，城市产业经济溢出效应不仅会促进城市的经济和政治文化的发展，也会在一定程度上对城市的发展规模、发展速度造成一定的阻碍，不利于城市更好的发展。这就需要在城市发展过程中，相关领导者要更加注重产业经济溢出效应的正面促进作用，尽可能的采取相应措施使城市产业经济溢出效应的积极方面被放大化，尽可能避免在城市发展过程中城市产业经济溢出效应所带来的负面作用。第三，完善企业的创新制度和风险承担制度。要想更好的利用城市产业经济溢出效应，就要确保城市产业经济的有效运行，这就需要完善每一个城市企业的创新制度和风险承担制度。创新制度的完善主要是保障企业的顺利发展，现今社会，创新能力是一个企业的核心竞争能力，只有完善了企业的创新制度才能够保障企业在竞争日益激烈的市场上占有一席之地，进而保证城市产业经济溢出效应的实现。风险承担制度的完善主要目的是提升企业自身的风险承担能力，尽可能避免某一个企业出现风险影响城市产业经济的发展。

四、总结

综上所述，面对城市发展过程中出现的问题和城市产业经济溢出的现状，解决城市发展过程中的漏洞，促进城市积极健康发展是国家对城市建设研究的重点课题。在这种情况下，如何更好地利用城市产业的经济溢出效应助力于城市的进一步发展也成为城市发展相关工作人员思考的重心。加强国家的宏观调控力度，注重城市产业经济溢出效应带来的正面影响，避免城市产业经济溢出效应所带来的负面作用，完善每个企业的创新制度和风险承担制度有助于城市的健康发展和经济提升。

作者:方瑛 单位:安徽国际商务职业学院

【参考文献】

[1]张丰羽，陈厚义.贵州省支柱产业分析及其经济溢出效应研究———以能源产业分析为例[D].云南：贵州，2015

溢出效应范文篇6

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产性服务行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

[参考文献]

[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.

[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.

[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.

[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.

[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.

[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.

[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.

[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.

[9]Findlay.R,"RelativeBackwardnessDirectForeignInvestmentandTheTransferofTechnology:ASimpleDynamicModel"[J],QuarterlyJournalofEconomics,92,1978,pp.1-16.

[10]Markusen,JamesR.andAnthonyVenables.ForeignDirectInvestmentasaCatalystforIndustrialDevelopment[J].EuropeanEconomicReview.43.1999,pp.335-356.

溢出效应范文篇7

关键词:工业废水治理;空间分异;空间溢出效应;长江经济带

1概况

根据国务院《关于依托黄金水道推动长江经济带发展的指导意见》,长江经济带(图1)面积约为205×104km2。《长江经济带发展规划纲要》确立要形成长三角、中游和成渝三个核心城市群,打造增长极。2019年该地区GDP占全国46.5%,人口占42.9%,建成区面积占40.2%,表1为2019年长江经济带及三大城市群概况。由表1可看出,重要指标增长均高于全国平均水平,可见其在全国发展中地位显著。由于工业废水处理不到位、乱排乱放现象严重,长江经济带沿线地区水环境保护与治理面临巨大挑战。工业废水排放影响因素研究自1980年代就受到关注,并在各领域取得一些研究成果,如从行政和法制角度提出强行限制污染物排放、传递和扩散[1];从经济改革和污染收费制度找出工业污染强度变化的主要因素[2];从环境政策和技术创新视角研究工业废水减排行为[3];从经济发展和技术进步视角研究工业废水排放增多和降低的主导因素[4];从产业结构特征[5]和产品结构等视角[6]研究工业废水排放的管理政策、环境法规及技术进步的门槛效应[7]等。本文从空间相关性视角出发,重点考察工业废水直接或间接产生的空间异质性及影响因素的空间溢出效应,并在STIRPAT框架下拓展加入政策规制因素,系统考察工业废水治理的影响因素,为长江经济带统筹考虑水污染问题提供借鉴和参考。

2数据来源

由于工业废水排放指标数据滞后,选取2009~2018年长江经济带11省市年度数据作为基础数据。所有数据来自《中国环境统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《中国城乡建设统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国统计年鉴》及各省市统计年鉴等统计资料,并对部分数据进行口径调整,少数缺失数据由平均值或拟合值代替。

3探索性空间数据分析

探索性空间数据分析[8](ESDA)凭借数据的“空间分异”与“空间依赖”挖掘事物的空间分布特征和区域间空间关联,其中确定空间权重矩阵为重要环节,本文采用地理距离法,即以各省会城市地理距离平方的倒数表示。

3.1空间分异分析

3.1.1长江经济带整体的空间分异选择Theil指数衡量单位建成区面积上边际工业废水排放的地区差异。Theil指数可进行空间分解,揭示地区内和地区间差异的变动方向与幅度,解释各自在总差异中的重要性。利用长江经济带11省市工业废水数据计算Theil指数,结果见表2。由表2可看出,总指数随时间逐渐上升,表明空间差异不断拉大。以地区内指数占总指数比例表征其对差异水平的贡献,则10年间地区内差异贡献均超过50%,表明整体上工业废水差异主要由地区内差异引起。进一步分析地区内(within)差异贡献随时间下降,地区间(between)差异上升,截至2018年两个指数比例已接近1∶1.3.1.2长江经济带城市群的空间分异除整体空间差异外,再研究长三角、中游、成渝三大城市群Theil指数,结果见图2。由图2可看出,长三角工业废水Theil指数大体呈U字型,2009~2015年间逐渐下降,2016~2018年开始上升,这是由于2015年国家颁布“水十条”(称为最严格的水资源管理制度),加大了水污染防治力度,部分地区水环境意识加强,扩大了地区间工业废水排放的差异性;中游Theil指数呈小幅上升趋势,表明随着“中三角”各省经济崛起,工业废水排放的省际差异不断加大;成渝Theil指数却小幅下降,表明成渝工业废水的省际差异不断缩小。

3.2空间相关性分析

分析不同地区某项指标值在空间上并非独立均匀分布,而表现出某种非随机的空间集聚或空间分散,通常采用全局Moran’sI测度,取值范围为[-1,1],当Moran’sI>0时,存在空间正相关;当Moran’sI<0时,存在空间负相关;当Mo-ran’sI接近0时,不存在空间自相关。Moran’I绝对值越大,空间相关性越强。借助Stata15.0软件测度2009~2018年长江经济带11省市工业废水的空间相关性,结果见表3。由表3可看出,工业废水Moran’sI均为正,且通过1%显著性水平检验,表明该地区工业废水呈显著的正向空间相关关系,即排放较高省市可能与排放较高省市相邻,排放较低省份可能被排放低省份包围[9]。且在研究期内,Moran’sI逐年增加,即从全局看工业废水空间相关效应不断加强。

4空间溢出效应分析

4.1基于STIRPAT模型的指标体系

STIRPAT模型是有效定量分析人文驱动力对环境影响的方法之一,主要包括人口、经济、技术等因素。此外,环境规制越来越受关注[10]。基于此,本文加入规制因素,形成STIRPAT拓展形式。通过指标变量设计与筛选,形成指标体系见表4。

4.2空间面板模型与效应分解

4.2.1空间杜宾模型设定测量溢出效应最广泛地使用空间计量模型,空间杜宾模型(SDM)同时具有空间自相关和空间交互效应的优点,因此采用空间杜宾模型作为基本研究模型。,βi(i=1,2,…,8)为弹性系数。4.2.2空间杜宾模型回归结果与分析根据Hausman检验结果,选择随机效应空间杜宾模型。将空间权重矩阵及各指标的面板数据导入stata15.0软件中,估计结果见表5.由表5可看出,从模型拟合效果看,拟合系数为0.9879,表示模型的拟合结果较好,回归结果具有可信性。各类因素分析如下:①人口因素分析。城镇人口数(lnppop)回归系数为正,说明扩大人口规模会提高工业废水排放[11]。城市化率(uurb)回归系数为负,该结论与城市化率对工业废水排放呈反向影响[12]的研究结果一致,随着城镇化推进城市发展更加集约及城镇居民环保意识不断加强,工业水污染逐渐降低。②经济发展分析。经济发展(lnggdp)回归系数在模型中存在三次项显著,且β31为负数、β32为正数、β33为负数,表明工业废水与经济发展呈倒N型曲线,这与尹希果等[13]的研究结论一致,表明初期人均收入水平低,工业废水排放高,当越过第一个临界点后,经济快速增长、规模效应大于技术进步的减排效应,工业废水排放随人均GDP增加而上升,当超过第二个临界点后,经济增长由粗放型过渡为集约型,高附加值、低污染产业比重增加,工业废水排放开始下降。模型中二产占比(ssec)和三产占比(ttre)系数分别为正、负,因此降低二产占比、提高三产占比具有降排作用,在滞后变量中二产占比系数依然为负,可见第二产业对工业废水具有长期减排效应。③技术水平分析。虽然劳动生产率(lnppro)系数为负,却未通过显著性检验,但滞后项系数绝对值变大,且通过显著性检验,表明劳动生产率的减排作用在当期效果不明显,但后期影响显著。污水处理能力(lnttre)系数为正,滞后系数为负,未通过显著性检验,表明污水处理能力提升对于工业废水减排影响不明显。④政策规制分析。虽然排放强度(iint)和治理投资(iinv)系数均为正,排放强度通过显著性检验,治理投资未通过,表明前者有显著影响。滞后系数均为负,且通过5%显著性检验,表明两个指标对工业废水影响具有时滞效应,要考虑政策规制的长期效应。4.2.3空间效应分解LESAGEJP等[14]利用偏微分法将空间总效应分解为直接效应和间接效应,其中直接效应是解释变量对被解释变量地区内溢出,间接效应是地区间溢出,两者之和为总效应,是总体空间溢出。本文计算结果见表6。由表6可看出:①从直接效应看。系数为正且通过显著性检验的指标有城镇人口数、二产占比、排放强度等,系数为负且通过显著性检验的指标有城市化率、三产占比、劳动生产率、治理投资等,其他指标未通过显著性检验,表明控制城镇人口数、降低二产占比和废水排放强度及提高城市化率、三产占比、劳动生产率、治理投资等均是减少工业废水排放的重要影响因素。②从间接效应看。系数为正且通过显著性检验的指标有人均GDP、二产占比、排放强度等,表明这些指标对邻近地区具有显著溢出效应。系数为负且通过显著性检验的指标有城镇人口数、劳动生产率、治理投资等,表明这些指标对邻近地区具有显著的负向溢出效应,即在城镇人口数、劳动生产率、治理投资等方面需本地区与邻近地区协同进行,才能产生更好效果。③从总效应看。系数为正且通过显著性检验的指标有二产占比、排放强度等,系数为负且通过显著性检验的指标有城镇人口数、劳动生产率、治理投资等,表明控制二产占比、排放强度及提高城镇人口数、劳动生产率、治理投资等指标为长江经济带工业废水整体治理的重要因素。

5结论

溢出效应范文篇8

[关键词]开放程度外商直接投资溢出效应

不少学者认识到东道国开放程度会对外商直接投资溢出效应产生重要影响。通常而言，外商直接投资溢出效应的大小是随着该国开放度的提高而增加的。这是因为外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay，1978）。而且，较高的开放程度意味着国内企业本身的技术能力达到了一定的程度，可以同跨国公司在海外市场进行竞争（蒋殿春、张宇，2006）。此外，出口的扩大可以使国内企业获得较多的利润，从而为国内企业的技术革新和技术设备的引进提供资金来源（何洁、许罗丹，1999）。但蒋殿春和张宇（2006）还指出，如果行业中外商直接投资流入过高，跨国公司就会对行业内的东道国企业形成强有力的冲击，从而使外商直接投资的技术外溢效果往往不理想。

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。

类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。

第二，我们所提及的开放程度是个相对的概念，当开放程度相对于外资规模较高时，外商直接投资技术溢出效应就为正；而当开放程度等制度因素的发展比外资规模相对滞后时，外商直接投资技术溢出效应就为负。于是，这就出现了一国或地区的外商直接投资溢出效应在不同时间段上的变化。就我国的情况来看，开放程度相对于现有的外资规模一直是滞后的。因此，外商直接投资技术溢出效应在近两年已经全部为负。

因此，一方面我们应该有选择地进一步开放某些产业，特别是增加生产性服务行业的开放度。另一方面，对某些外资比重过高的行业要对引资规模加以限制，保持适度的内外资比例，给内资企业以成长的空间。

[参考文献]

[1]何洁,许罗丹.中国工业部门引进外国直接投资外溢效应的实证研究[J].世界经济文汇，1999,(2):16-21.

[2]蒋殿春,张宇.行业特征与外商直接投资的技术溢出效应：基于高新技术产业的经验分析[J].世界经济，2006,(10):21-29.

[3]兰宜生.对外开放度与地区经济增长的实证分析[J].统计研究，2002,(2):19-22.

[4]兰宜生.我国实际贸易依存度的评估与国际比较[J].经济学动态，2003,(8):17-20.

[5]张诚，张艳蕾，张健敏.跨国公司的技术溢出效应及其制约因素[J].南开经济研究，2001,(3):3-5.

[6]赵奇伟,张诚.金融深化、外商直接投资溢出效应与区域经济增长:基于1997～2004年省际面板数据分析[J].数量经济技术经济研究，2007(6):74-82.

[7]中国人民大学经济发展报告课题组（朱立南执笔），中国经济的对外开放度与适度外债规模[J].中国人民大学学报，1995,(5):1-11.

[8]Aitken,BrianJ.andHarrison,AnnE.DoDomesticFirmsBenefitfromDirectForeignInvestment?EvidencefromVenezuela[J].TheAmericanEconomicReview，Vol.89.No.3,June1999,pp.605-618.

溢出效应范文篇9

关键词：FDI；技术溢出；实证分析

FDI技术溢出是经济学意义上的一种外部效应，是指由于FDI进入东道国，其带来的技术对当地的生产率增长、经济增长、劳动力技术水平提高等方面都起到了一定的贡献，而FDI投入方却无法因带这些贡献而得到相应回报的现象。

一、国内外研究现状

最早的技术溢出是由MacDougall（1960）在分析FDI的一般福利效应时提出的。

Cooden（1960）和Caves（1971）分别考察了FDI对最佳关税、产业模式和社会福利的影响，多次提及溢出效应。

Blomstrom（1998）将国际直接投资技术溢出效应定义为，跨国公司在东道国实施FDI引起当地技术或生产力的进步，而跨国公司无法获取其中的全部收益的一种理论。

Caves（1974）分别检验了加拿大和澳大利亚的FDI技术溢出效应。他发现在加拿大制造业中,当地企业的利润率与行业内的外资份额正相关,而在澳大利亚制造业中劳动生产率与行业内的外资份额也呈现正相关论文。

Blomstrom和Perssom（1983）选用墨西哥1970年的行业横截面数据,将劳动生产率作为技术水平的评价指标,同时选用行业资本密集度以及劳动力绩效作为影响特征变量,实证得出了存在正技术溢出效应。Blomstrom和Wollf（1989）选用墨西哥1965年～1984年的行业时间序列数据,检验了某些特定产业内外资的进入对当地企业生产率的影响。结果表明,当地企业的生产力水平与跨国公司子公司的生产力水平存在趋同现象,同时当地企业生产力水平提高的速度与行业内的外资份额呈正相关关系,从而也得出了存在正溢出效应的结论。

李平（1999）对中国各部门内不同产业之间的技术溢出效应作了比较全面的研究,重点研究了产业自身的产品内含型技术和资本内含型技术对其他产业的技术溢出效应,在选取的12个制造业产业中,他发现绝大多数产业之间均存在着一定的资本内含型技术溢出效应。

姚洋（1998）利用第三此全国工业普查的资料，发现行业中如果外国三资企业数量比重每增加一个百分点，行业的技术效率就会提高1.1个百分点。

秦晓钟、胡志宝（1998）采用生产函数模型,利用1995年工业普查数据,对含采掘业、电力煤气等39个行业进行了检验,得出FDI的行业内溢出效应明显存在的结论。

何洁、许罗丹（1999）借鉴Feder（1982）模型，实证得出“外商直接投资带来的技术水平每提高一个百分点，我国内资工业企业的技术外溢作用就提高2.3个百分点”的结论。

沈坤荣（1999）利用各省的外商直接投资总量与各省的全要素生产率作为横截面的相关分析，得出FDI占国内生产总值的比重每增加一个单位，可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长。

陈涛涛（2003）利用我国制造业84个四位码行业的数据，实证发现当内外资能力差距较小时，有助于溢出效应的产生。

以上文献均侧重于对FDI技术溢出效应的存在性和其效应方向的研究，而忽略了对影响FDI技术溢出效应的具体因素的作用的分析。实际上，FDI的进入东道国，并不是主动产生技术溢出效应的，而是需要与一定的东道国具体因素相结合，本文将就几个重要的影响因素对进入我国的FDI技术溢出效应的影响进行实证分析，找到促进技术溢出效应的关键因素。

二、模型及数据的选取

1．研究模型。借鉴Feder（1982）的研究思路，将整个经济分为外资部门和内资部门，每个部门的生产过程用一个生产函数表示（1）。

lnYd=c0+c1lnKd+c2lnLd+c3lnKf+u（1）

其中，Yd表示内资工业部门总产出；Kd表示内资工业部门的资本投入；Ld表示内资工业部门的劳动力投入；Kf表示三资企业的资本投入；u为残差。C1、c2分别表示内资企业资本与劳动的边际产出弹性，c3表示三资企业的资本积累对内资企业的边际产出弹性，它的正负与大小反映了外商投资企业溢出效应的方向和力度。

为考察人力资本、制度变量和R&D投入对技术溢出的影响，在模型（1）的基础上，引入3个变量，其中H表示某地区的人力资本水平，GY代表制度变量，表示某地区的制度环境，RD表示某地区人均R&D投入，由此建立模型（2）如下：

lnYd=c0+c1lnKd+c2lnLd+c3lnKf+c4ln（Kf*H）+c5ln（Kf*GY）+α5ln（Kf*RD）+u（2）

2．数据描述。本文计量所采用的数据是根据2000年~2004年《中国统计年鉴》数据和“中华人民共和国技术部”网上数据整理得来的。利用全国30个省（直辖市、自治区），不包括西藏在内的地区数据。具体数据的选取上，资本投入选取各地区资产总计表示；劳动力投入采用各地区工业增加值与全员劳动生产率的比值所表示的平均从业人数来表示；内资企业的产出、资本投入以及劳动力投入是通过各地区工业行业内“全部国有及规模以上非国有工业企业”与各地区工业行业内“三资企业”相对应的指标相减得出的；人力资本，采用各地区高校在校生人数与该地区年底总人数的比值来表示；制度变量，采用各地区国有工业企业总产出与各地区工业行业总产出的比值表示；人均R&D投入，用各地区年R&D投入与该地区年底总人数的比值表示。

三、实证检验

1．FDI技术溢出效应的基本模型检验。表1中①，是对基本模型（1）进行回归分析，结果表明，1999年~2003年，工业部门中外商直接投资的溢出效应为正，并且通过了1%的显著性水平的t检验。从总体上看，外资投资企业的资产每增加1个百分点，可以带动行业中内资企业的产出增加0.33个百分点。表明外商直接投资对内资企业存在正向的技术溢出效应。Kd的系数为正，也通过了1%的显著性水平的t检验，表明内资企业的资本投入对行业经济的增长起正向作用。但是，Ld的系数不显著，说明国内企业劳动力投入的水平相对较低，对行业经济增长的贡献较小。

2．FDI技术溢出效应的扩展模型检验。表1中②是利用扩展模型，进一步考察人力资本、制度变量、人均R&D投入对外商直接投资溢出效应的影响。对模型（2）进行回归分析，结果表明，Kf的系数不显著，表明单纯的外资投入，并不一定能够促进技术溢出，而应当以其他的因素为前提，比如制度变量、人力资本和人均R&D投入等。

表1中③是模型（2）去掉kf后的回归分析，结果表明，去掉Kf后，Kf*H、Kf*GY、Kf*RD均通过了显著性1%的t检验，其中，Kf*H、Kf*GY对技术溢出存在正效应，表明外商直接投资的进入，若要产生技术溢出效应，的确需要以一定的东道国人力资本和东道国制度环境为前提条件。东道国人力资本水平的提高和制度环境的改善，都会促进外资技术溢出的产生。Kf*RD的系数为负，这是因为R&D具有创新能力和吸收能力两方面的作用，而外商直接投资产生技术溢出，主要是通过R&D的吸收能力实现的。由于目前我国的R&D吸收能力较低，导致外商直接投资不仅未通过与R&D结合促进内资部门生产率的提高，反而影响了内资部门的产出。

四、结论及建议

由以上分析可知，FDI虽然对全国样本存在正的技术溢出效应（分析结果表1中①），但是FDI技术溢出效应的产生并不是主动的，而是需要与东道国的一定的人力资本水平和良好的制度环境相结合（分析结果表1中②、③），所以建议如下：

1．提高专业人才的人力资本存量。宏观上讲，提高人力资本水平，才能提高对技术溢出的吸收能力，只有将各地（下转第81页）区人力资本转化为真正的生产力，才能充分发挥FDI的技术溢出正效应。而对于微观企业来说，企业内相应技术的专业人才存量是决定企业吸收能力强弱的关键因素,直接影响企业对引进行业内专项技术的吸收效果以及对所吸收的技术向现实的产品，进而向企业的效益的转化能力。同时，人才存量构成整个国家(地区)的人力资源的数量和质量,对于促进整体的技术溢出有非常重要的作用。

2．提高R&D的吸收能力，实施不同的开放政策。为提高企业的吸收能力，需完善企业技术创新体系，加强企业自主研发能力，促进企业与技术水平较强的国外企业、研发机构的合作。实施不同的开放政策，对于吸收能力较强的行业，可以采取开放政策；对于高科技行业，由于内资部门的市场份额下降和人才流失，会造成向外资企业的逆向技术扩散，所以高科技行业应采用逐步开放的政策。

3．建立良好的制度环境。为企业建立有利于其竞争和能促进其自主研发的制度环境。一是，建立和完善相关法律法规，保护知识产权。二是，逐步建立支持创新支持体系和创新风险承担机制。三是，进一步消除各种体制机制性障碍，打破行业和市场垄断，创造各类企业公平竞争的环境。四是，建立由企业牵头实施国家重大科技项目的机制，为各类企业的创新活动提供社会化、市场化服务。

参考文献：

1．卢健．“技术溢出”的几个问题．天府新论，2000，（5）．

2．江小涓．外商直接投资对中国技术进步的贡献．国际经济评论，2004，（3）．

3．陈涛涛．中国FDI行业内溢出效应的内在机制研究．世界经济，2003，（9）．

4．沈坤荣，耿强．外国直接投资、技术外溢与内生经济增长——中国数据的计量检验与实证分析．中国社会科学，2001，（5）．

5．赖明勇，包群，阳小晓．外商直接投资的吸收能力：理论及中国的实证研究．上海经济研究，2002，（6）．

6．方希桦，包群，赖明勇．国际技术溢出：基于进口传导机制的实证研究．中国软科学，2004，（7）．

7．何洁．外商直接投资对中国工业部门外溢效应的进一步精确量化．世界经济，2000，（12）．

8．潘文卿．外商投资对中国工业部门的外溢效应：基于面板数据的分析．世界经济，2003，（6）．

溢出效应范文篇10

尽管上述研究从不同侧面讨论了对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响，但是还没有人详细阐述这种影响的具体机制，相关的实证研究也缺乏理论基础。所以，本文首先对东道国开放度影响外商直接投资溢出效应的具体机制进行了描述，然后又以赵奇伟等人（2007）所建立的一个包含制度因素的内生增长模型为基础，建立计量模型，就东道国开放度对外商直接投资溢出效应的影响进行实证检验。最后，根据计量分析的结果做出结论，并提出政策建议。

一、东道国开放程度影响

外商直接投资溢出效应的机制分析

在进行实证分析之前，我们有必要解释东道国对外开放度是如何影响外商直接投资溢出效应实现途径的。

1.外商直接投资溢出效应的实现途径

外商直接投资的溢出效应包括积极的技术溢出效应和负向的竞争效应。首先，跨国公司在东道国实施外商直接投资可以引起当地技术进步，带来积极的技术外溢效应。张诚等人（2001）认为积极的技术溢出效应主要通过以下途径实现：第一，跨国公司采用先进技术对当地企业产生示范作用，或者通过增加竞争压力，迫使国内竞争对手谋求提高技术水平，并引起当地企业的模仿；第二，通过跨国公司的员工流向本地企业而实现技术溢出；第三，跨国公司子公司会以供应商、顾客、合作伙伴等身份与当地企业建立起业务联系网络，从而通过前向联系与后向联系带来技术溢出。其次，跨国公司也会挤占当地企业的市场份额，引致负的溢出效应。在进入初期，跨国公司通常会带来激烈竞争，改变当地市场的供求状况。在这种情况下，虽然当地企业受益于积极的溢出效应而降低平均成本曲线，但因为跨国公司扩大市场份额或将需求从当地企业转到其他企业，从而使当地企业维持低成本所需要的生产规模无法实现，结果是企业实际生产点只能沿其平均成本曲线向上移动，其实际生产的单位成本仍很高，甚至高于跨国公司进入以前的成本(Markusen&Venables,1999)。此外，如果东道国的劳动力市场低估人才的真实价值，跨国公司的进入就会从当地企业吸引大量人才，造成负向的溢出效应。

可以用一个简单的模型来描述外商直接投资积极的技术外溢效应和负的竞争效应（Aitken&Harrison,1999）。假定在一个完全竞争的本地市场中存在若干面临固定生产成本的企业。由于边际成本较低，跨国公司通常会选择更大的生产规模，而为本地市场生产时跨国公司就将会挤占当地企业的市场份额，迫使其削减产量。如图1所示，积极的技术溢出效应使得本地企业的平均成本曲线由AC0下移至AC1，但额外的竞争迫使当地企业的产量从Q0削减至Q1。由于现在当地企业只能在一个更小的产量上平摊固定成本，所以平均成本沿AC1上移至C点，外商直接投资的净效应是提高了当地企业的平均成本(由最初的OA′提高至OC′)。可见，如果竞争效应B′C′足够大，则即使存在积极的技术溢出效应A′B′，外商直接投资的净溢出效应A′C′也会为负。

2.东道国对外开放程度对外商直接投资溢出效应的影响

东道国对外开放程度可以对外商直接投资溢出效应产生重要影响。东道国对外开放程度的提高使得当地企业可以从全球范围内进行融资和招募人才，当地企业就更有机会利用新技术，经由示范模仿、人员流动和产业关联等途径获取积极的外商直接投资技术溢出效应。同时，对外开放程度的提高使得当地企业面临更为广阔的全球市场，所以当地企业可以在不断扩大生产规模中获取规模经济，降低生产成本，缩小内外资企业的能力差距，使得当地企业在激烈的市场竞争中获取更为有利的位置。相反，如果东道国对外开放程度很低，当地企业就难以达到最优的生产规模，内外资企业的能力差距就会加大，限制了东道国企业吸收外商直接投资带来的正溢出效应。

东道国开放程度对外商直接投资溢出效应的影响可以用图1来说明。如上所述，积极的技术溢出效应和负的竞争效应分别取决于A′B′和B′C′的大小，而外商直接投资的净溢出效应则由A′C′表示。东道国的对外开放程度会影响到企业的平均成本。如果东道国的对外开放程度很高，当地企业不仅更容易获取所需生产要素，还可以面临更广阔的市场，从而比封闭国家的企业更容易形成最优生产规模，在图1中AC1必然是该期内较低的一条平均成本曲线，当地企业充分获取外商直接投资技术溢出效应。同时，由于内外资企业的竞争能力更为接近，跨国公司就难以大幅度挤占当地企业的市场份额，所以当地企业产量削减不会太多，Q0和Q1比较接近，故而竞争效应B′C′较小。这样的话，外商直接投资的净溢出效应就会为正，在图形上体现为C′落入A′B′线段上。东道国的对外开放程度越高，当地企业获取所需生产要素就越便利，企业的生产规模越趋于最优规模，正的外商直接投资净溢出效应就会越大，C′就会越接近于B′点①。相反，在相对封闭的国家，当地企业就很难获取所需生产要素，技术溢出效应不会使AC0下移到最低的平均成本曲线，而竞争效应则会使产量削减的幅度足够大，结果使得C′就会落在A′点之上，外商直接投资的净溢出效应为负。所以，外商直接投资净溢出效应的大小取决于东道国对外开放的程度。

二、东道国开放度对外商直接投资

溢出效应影响的实证分析

赵奇伟、张诚（2007）建立了一个包含金融制度在内的内生增长模型，在模型中，金融深化程度通过影响国内研发部门的知识积累对外商直接投资技术溢出的途径产生影响。我们可以把他们的理论模型进一步扩展，可以理解为包含对外开放程度等因素在内的制度变量对溢出效应的影响。所以，在他们理论模型的基础上，我们可以构建计量模型如下：

γYit=β0+β1FDIit+β2Hit+β3θit+β4openit+β5openit×FDIit+uit，i=1、2、......31；t=1、2、......8（设1997年为时刻1）。

其中，被解释变量γYit为我国1997～2004年31个省市中第i地区第t年的工业总产值增长率。工业总产值用工业品出厂价格指数（1991=100）调整为实际值，单位为亿元，数据取自1997～2005年《中国统计年鉴》。类似地，Hit为i地区第t年的人力资本存量，由各地区受教育年限的加权平均值来刻画。具体计算时，我们把小学、初中、高中和大专及以上的受教育年限分别记为6年、9年、12年和16年，则各地人力资本存量的计算公式为：小学比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大专及以上学历比重×16①。所使用数据来自1998～2005年《中国劳动统计年鉴》。

θit为内外资企业的技术差距，计算方法为外资企业劳动生产率与内资企业劳动生产率之比减去1。其中，劳动生产率表示为工业增加值与就业人员的比值。在这里，外商投资工业企业工业增加值单位为亿元，外企就业人数单位为万人，两类数据均来自《中国工业经济统计年鉴》。内资企业工业增加值缺乏直接数据，由各地区工业增加值扣除掉外商投资工业企业工业增加值得到。其中，各地区工业增加值单位为亿元，数据取自国家统计局网站②。

openit是对外开放度。一国的对外开放度可以用外资依存度③来表示。外资比重越大，当地企业与其接触的机会就越多，示范-模仿效应发生的可能性就越大（Findlay,1978）；开放度还可以用一国的贸易依存度来表示（中国人民大学经济发展报告课题组，1995），发展对外贸易一方面可以加速世界先进科学技术的知识和人力资本在世界范围内的传递，使知识和专业化人力资本能够在贸易伙伴国内迅速积累；另一方面，由于知识传播与人力资本的外部效应，各国之间开展贸易还可以节约一部分研究与开发费用，避免重复劳动。这些都为东道国获取外商直接投资溢出效应创造了更多条件；此外，也有人综合考虑前面两个因素，用外资依存度和贸易依存度之和来表示对外开放度（兰宜生，2002）。本文中选取的指标是贸易依存度，即进出口贸易总额与GDP之比来表示open，这主要是为了避免回归分析中的多重共线性。其中，进出口总额根据各年度汇率中间价调整为人民币计价,以和GDP单位相统一。进出口贸易总额、汇率中间价和各地区GDP数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。

在把openit和FDIit作为控制变量后，我们就可以用openit×FDIit来衡量受东道国开放程度制约的外商直接投资溢出效应。为了更准确地衡量外资的技术溢出效应，我们分别用两个指标来刻画实际利用外商直接投资额在中国经济中的存在水平。一是用实际利用外商直接投资额GDP和的比值FGDP，另一个是实际利用外商直接投资额和全社会固定资产投资总额之比AFDI。所用数据均来自1998～2005年《中国统计年鉴》。我们约定，使用FGDP时的计量模型为模型1，使用AFDI时为模型2。

根据表1的回归结果，开放度所决定的外商直接投资溢出效应在1997～2004年期间为负，即开放度相对于外资规模来讲相对较低。这个结论可能和很多人的判断不一致，因为他们觉得中国的对外开放度已经很高了。这需要从两方面来解释：第一，为了避免多重共线性，我们采用外贸依存度而不是外资依存度和外贸依存度之和来表示开放度，这显然会低估开放度的值；第二，兰宜生（2003）指出，尽管我国目前的名义贸易依存度已达到较高水平，但综合考虑经济规模、贸易形式差异、汇率和通货膨胀率等因素的影响，我国的实际贸易依存度并不高，远低于主要发达国家及大部分发展中国家，只略高于印度和巴西；第三，国内许多产业虽然贸易依存度很高，但没有形成较强的前后向联系，不能起到结构进步的“出口导向”作用。为了观测我国对外开放度对外商直接投资溢出效应的动态影响，我们分1997～2000，2001～2004年再做计量分析。如表2所示，外商直接投资溢出效应在1997～2000，2001～2004年两个阶段都为负，但是在第二个阶段负效应更为明显。这说明，开放度在第一个阶段相对于外资规模已经较低，到了2001年，随着外资累计规模的进一步增大，开放度相对更低了。

三、结论

根据上述理论模型及实证检验结果，可以得出如下结论：

第一，东道国对外开放程度是决定外商直接投资技术溢出效应的重要因素。由于开放度高的国家可以为当地企业提供融资、获取人才、以及接触外资企业上的便利，所以开放程度高的国家或地区可以获取正的外商直接投资技术溢出效应，而开放程度低的国家或地区的外商直接投资溢出效应不明显甚至为负。