FDI对我国对外贸易影响总体效应与时空差异——基于中国省际面板数据的实证
金融深化、FDI溢出效应与地区TFP——基于省级面板门槛模型的实证分析
吸 引着 国际 资本 的不 断 注入 ，而 积极 引进 外 资也 成 为推动 我 国经 济复 兴 的一 大 战略 。 近年 来 ， 我 国实 际利用 外 商直 接投 资 （ Ｆ Ｄ Ｉ ） 直 线 上升 ， １ ９ ７ ９ — ２ ０ １ １ 年 间 实 际利 用 Ｆ Ｄ １ 总额 已达 到 １ １ ５ ２ １ ． ５ ６亿 美 元 。 ２ ０ １ １年 １月到 １ １月 实 际使 用 外 资为 １ ０ ３ ７ ． ６ ９亿 美元 ， 同 比增 长 １ ３ ． １ ５ ％。 是 １ ９ ８ ５年 的 ５ ４倍左 右 。巨大 的外 商 资本 的 引人 为我 国经 济建 设带 来 充足 的发 展 资本 ，而且其 技 术溢 出效 应 能在 很 大程 度上 有利 于推 动我 国企 业 技术 进 步和 生产 创新 ，对提 高我 国要 素生 产
２ ０ １ ３年第 ４期 总第 １ １ ８期
上 海 金 融 学 院 学 报
Ｊ ｏ ｕ ｎａ ｒ ｌ ｏ ｆ Ｓ ｈ ａ ｎ ｇ ｈ ａ ｉ Ｆ ｉ ｎ ａ ｎ ｃ ｅ Ｕ ｎ ｉ ｖ ｅ ｒ ｓ ｉ ｔ ｙ
Ｎｏ ． ４ ． ２０ １ ３
Ａｐ ｒ Ｎｏ ． １ １ ８
和区域 间 的时空 差异 性有 待研 究 。鉴于此 ， 我 国金融 深化程度 能否 有利 于 Ｆ Ｄ Ｉ 对 要 素生产率 产生 正效应 成为本 文研究 突破点 ， 同时通 过构建 实证 模型来 检验 和探究 金融 深化 、 Ｆ Ｄ Ｉ 和全 要素 生产率 之间 的影响机制 ， 具 有积极 实践 价值。 本文 下文 结构 安排 如 下 ，第二 部分 为对 已有 研究 成果 进行 回顾评 述 和本
作者简介 ： 吴 超 （ １ ９ ９ ０ 一） ， 男， 安徽 六 安人 ， 西 南 大 学 经 济 管 理 学 院 金 融 学 硕 士研 究 生 。 王定祥（ １ ９ ７ ２ 一 ） ， 男， 重庆 云 阳人 ， 西 南 大 学 经 济 管理 学 院教 授 ， 博士生导师。 李 畅 （ １ ９ ９ ０ 一 ） ， 女， 湖 南 常德 人 ， 西 南 大 学 经 济 管 理 学 院 金 融 学 硕 士研 究 生 。
FDI与我国出口关系的实证研究
额 ，ｘ ｅ ｍ表 示我 国制成 品出 口额 。在对 这些序列 的分析检验 的过 程 中均 取 了 对 数 ，这 样 做 不 会 改 变 原 序 列 的 性 质 和 相 互 关 系 ， 是 分 析 起 来 更 为 方 便 ， 更 容 易得 到 平 稳 数 据 。 但 也
（） １ ＡＤＦ检 验
投 资 流 量 ，ｆｉ 示 我 国 对 外 直 接 投 资 ，ｘ表 示 我 国 出 口 总 ｏｄ 表 ｅ
易 发展 ， 并建 立起 了著 名 的小 岛清模 型 ， 同意 这 一观 点的还
有 Ｐ ａ ｅ ｙ （ ９ ４ 、 ｏｄ ｅｇ和 Ｋ ｅｎ （ ９ ８）以 及 Ｊ ｏ ｆｆ ｒ ｒ １ ９ ） Ｇ ｌｂ ｒ ｍａ ｌｉ １ ９ ｅｎ
的借 鉴 。
２ ．实 证 分 析
国 际 直 接 投 资 与 国 际 贸 易 是 企 业 国 际 化 经 营 的 两 种 重 要 模 式 ， 者 关 系 极 为 密 切 ， 直 以来 是 研 究 和 争 论 的 焦 点 。 两 一 从 国 外 的研 究 成 果 来 看 ， 结 论 主 要 有 三 类 ：一 是 支 持 论 ， 是 由 Ｒ ｂ ｒ Ａ． ｎ ｅ１１ ５ 年 最 先 提 出 的 ， 在 标 这 ｏ ｅｔ ． Ｍｕ ｄ１ ９ ７） （ 他 准 贸 易 模 型 的 基 础 上 建 立 了 贸 易 与 投 资 的替 代 模 型 ，认 为 如 果 两 国 的 生 产 函 数 相 同 ，则 两 者 问 的 国 际 贸 易 与 国 际 直 接 投 资 是 完 全 替 代 的 ，支 持 他 的 观 点 的还 有 Ｐ ｒ ｒ１ ９ 、 ｏｔ （ ９ ０） ｅ Ｈ ｉ １ ９ 、 ｕ ａ （９ ３ 、ｕ ｅｎ（９ ２）Ｌ ｃｓ １９ ）Ｊｎ和 Ｓｎ ｈ（ ９ ６） 二 是 互 补 ｉｇ １９ ； 论 ， 是 由 日本 经 济 学 家 Ｋ．ｏｉ ａ １ ７ 年 提 出 来 的 ， 认 这 Ｋ ｊ （ ９ ７） ｍ 他 为 国际 直接投 资是 资金 、 术 、 理 经 验 的综 合体 转移 ， 技 管 通 过 改 变 东 道 国 的 生 产 函数 与 消 费 水 平 ，可 以 促 进 两 国 的 贸
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析
外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【摘要】本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.利用1996-2016年的数据进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、建立误差修正模型,以衡量我国外商直接投资对经济增长的支持程度.选取国内生产总值GDP、外商直接投资FDI、国内固定资产投资额K和劳动人口L为研究指标进行分析,得出结论:我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对GDP有显著的正面效应;外商直接投资与经济增长互为Granger原因.在此基础上,针对我国外商直接投资与经济发展过程中存在的问题,提出相应的政策建议.【期刊名称】《赤峰学院学报（自然科学版）》【年(卷),期】2017(033)022【总页数】4页(P84-87)【关键词】外商直接投资;单位根检验;协整检验;格兰杰因果检验【作者】宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【作者单位】合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601【正文语种】中文【中图分类】F120.4随着对外开放程度日益扩大和国际经济的日益全球化，我国经济在发展过程中保持稳定较快且持续态势，然而经济增长已离不开外商直接投资（FDI）的必要支持.我国作为最大的发展中国家，经济改革的不断深化，体现了FDI如何推动我国经济稳定且快速发展.FDI不仅可以推动技术进步、弥补资本形成不足，更是在促进就业、增加税收等方面具有重要意义.因此为了促进我国经济健康快速的发展，势必将FDI所具有的积极作用发挥出来.外商直接投资对于我国经济的影响一直是学术界关注的焦点问题且已取得丰富的研究成果，总体可分为以下两个方面：DeGregorio(1992)对拉美12个国家36年的数据进行统计分析，得出FDI对这些国家的GDP有显著的正向影响；Balasubramanyam等(1996)认为印度和中国实施的出口导向战略可有效利用外资促进经济的发展；Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以台湾为例分析了外商直接投资对GDP的推动作用；DeMello(1999)认为FDI有效的补充了经合组织和非经合组织国家资本的不足，从而促进了经济增长.沈坤荣、耿强（2001）以内生增长模型为基础，选取我国1987-1998年省级面板数据进行回归分析，得到FDI的增长能促进GDP的增长；叶莉、郭继鸣（2004）从内生技术进步层面研究，得出外商直接投资对GDP的增长有至关重要的作用；贺红波、屠新黍（2005）分析得出外商直接投资与经济增长之间存在长期共存关系.大多学者认为，发达国家FDI净溢出效应显著为正，而发展中国家则不显著甚至为负.L.P.King与B.Varadi(2002）研究发现外商直接投资对GDP短期存在促进作用，长期存在阻碍作用；Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后，外商直接投资对我国GDP有推动作用，而张诚、赵奇伟（2006）以京津冀1980-2003年数据为对象，研究得出以1995年为拐点，FDI溢出效应逐渐消失，且与GDP增长存在显著负相关；江锦凡（2004）研究FDI对GDP增长的影响中，发现同时存在资本效应和外溢效应；曹裕等（2008）研究得出中部地区GDP与FDI 不存在长期共存关系，经济增长的主要动力仍来自国内投资；程鹏、柳卸林（2010）从资本形成的角度研究FDI对不同地区GDP分别存在短期和长期效应. 近年来，少有学者对宏观数据进行分析，而FDI的净溢出效应是不断变化的；建立ECM（误差修正）模型的研究也寥寥无几，因而本文研究FDI对我国经济的影响具有一定的理论和实际意义.本文选取的样本区间为1996-2016年，其中G表示国内生产总值、F表示外商直接投资的年流入量、K表示国内固定资产投资总额、L表示劳动力人口，数据来源《中国统计年鉴》，美元兑换人民币汇率来自中国人民银行网站，折算出年度汇率.由于对时间序列数据进行自然对数变换不仅能够消除异方差，而且可以避免因数据变化带来的剧烈波动，使得研究结果更加精确，因此在分析中对各变量进行取对数处理，分别记为lnG、lnF、lnK与lnL.对所选指标做出如下假设：1.选择采用lnG表示国内生产总值（GPD）的自然对数值.由经济模型中存在的相关因果关系可知，国内生产总值（GDP）的自然对数值lnG为被解释变量，其余三个变量lnF、lnK与lnL为解释变量.2.选择采用lnF表示外商直接投资（FDI）年流入量的自然对数.由相关理论可知，GDP的自然对数值lnG与lnF之间存在正相关关系，也即表明若增加FDI的年流入量，则GPD也将被正向促进.3.选择采用lnK表示国内固定资产投资总额的自然对数值.由相关理论可知，GPD 的自然对数值lnG与lnK之间存在正相关关系.4.选择采用lnL表示劳动力人口的自然对数值.由相关理论可知，GPD的自然对数值lnG与lnL之间存在正相关关系.本文以内生增长理论为基础，建立柯布-道格拉斯生产函数；以国内生产总值（GDP）为被解释变量，外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资和劳动力作为解释变量，其函数关系式如下：在上式中，A代表技术进步系数；而希腊字母α、β、γ代表偏弹性系数.对公式两边取对数得线性化函数如下：为了研究取对数后得到的线性化函数中4个变量之间的具体关系，先对4个序列进行时序图分析，分析结果如下：由上图看出随着时间的变化各变量都存在不断增长的趋势，且变动的方向和步调较为一致，由此判断它们之间具有一定的共同趋势性.在计量分析时，变量的平稳性是基本要求之一，如果模型中含有非平稳序列，基于传统计量方法的估计和检验都没有意义，其推断的结论也可能是错误的.因而下面通过单位根检验来判断数据的平稳性.为防止出现“伪回归”，保证模型的有效性，首先进行单位根检验.单位根过程是非平稳过程，进行单位根检验时的原假设是变量序列存在单位根.本文用Augmented Dickey-Fuller检验各个时间序列的平稳性进行检验，检验结果如下表：检验结果看出，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于对应的5%临界值，说明这些序列均不具有平稳性，接着需要对变量序列进行一阶差分，然后再分别对其进行单位根检验；一阶差分序列的ADF统计量依然都比对应的临界值要大，还需继续进行二阶差分处理；二阶差分序列的ADF值明显小于对应的5%临界值，表明二阶差分序列均能够拒绝“存在单位根”的原假设，即不存在单位根.因此，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL全都属于二阶单整序列，满足协整分析的条件，可以继续进行协整检验.在研究中发现，虽然有些序列自身的变化是非平稳的，但序列彼此之间却存在十分密切的长期均衡关系，即协整关系.协整的经济意义在于每个变量虽然具有各自的长期波动规律，但若是协整的，则它们之间必然存在着一个长期稳定的比例关系.本文考察多变量间的协整关系，故采用Johansen协整检验法进行检验，考虑到lnF、lnK、lnL要素对于lnG的促进作用一般具有滞后性，对其进行了一阶滞后处理，迹检验结果如下表所示：从检验结果可以看出，在5%的显著性水平下拒绝了没有、至少1个、至少2个和至少3个的原假设，不能拒绝至少4个的原假设，所以各个变量之间具有三个协整关系，可以认为我国的外商直接投资与其他几个变量之间存在长期稳定的均衡关系.进一步对变量的协整关系进行分析有效，提取标准化协整向量，可以得到如下结果：将协整方程写成数学表达式如下:经检验这个协整方程式是显著的，从以上协整关系可以看出，尽管LNG、LNF、LNK、LNL尽管都是不平稳的，但它们的线性组合却存在长期稳定的均衡关系.可以看出我国外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资（K）和劳动人口（L）对我国经济增长均呈现明显正相关关系.从以上协整检验结果可以看出FDI与我国经济增长存在长期稳定的均衡关系，然而这种均衡关系是否能够构成因果关系，就需要通过格兰杰因果检验来验证，即检验外商直接投资、固定资产投资、劳动人口和GDP之间是否存在格兰杰因果关系.但是需注意的是：如果变量之间有协整关系，则至少存在一个方向上的格兰杰原因；反之，在不存在协整关系的情况下，任何原因的推断都将是无效的，检验结果如表4所示：从表4可以看出，我国外商直接投资是我国经济增长的Granger原因，经济增长也是外商直投资的Granger原因；说明我国GDP的增长依赖于FDI的存在，FDI 会通过技术溢出和资本溢出促进经济增长，同时我国经济的发展也对吸引外商直接投资产生了很大的作用.而lnK和lnG呈现互为促进、互为引导的双向因果关系；lnL和lnK呈现单向因果关系，lnL有着促进lnG变化的作用，但lnG则不能反作用于lnL；lnK、lnL是lnF的格兰杰原因，我国就业人数的增加、固定资产投资的增加也可以吸引更多的外商直接投资来我国建设生产基地，推动我国外商直接投资的利用水平.虽然我国外商直接投资与经济发展存在长期稳定的均衡关系，但是从短期来看，可能会出现一些误差，因而本文选择误差修正模型来分析变量之间的关系，以提高模型的精度.结果分析如下所示：根据上表数据，得到误差模型的修正结果如下：误差修正项反映了当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，它将其调整到均衡状态的程度，即对偏离长期均衡的调整力度.从上式结果看出，当短期波动偏离长期均衡1%时，误差修正项将以0.813%的力度作反方向的修正，将非均衡状态修正到均衡状态.本文以内生增长理论为基础，依据柯布-道格拉斯生产函数，选取1996—2016年的数据，分别运用单位根检验、协整检验、格兰杰检验和误差修正模型，对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.结果表明，我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系，我国FDI对我国GDP有显著的正面效应；Granger因果关系检验结果表明，我国外商直接投资与我国经济增长互为Granger原因，即引进外商直接投资能够推动我国经济的增长，而经济增长后，反过来能够吸引更多的外商投资，进而形成了一种交替促进、良性循环的状况. 针对以上分析，提出以下建议：建立健全相关的法律法规，同时对我国的外资政策重新考量，使政策和现状保持统一，以便做到及时调整；出台相关政策筛选出高质量的外商直接投资企业；完善人才培养制度，从外资企业吸收借鉴先进技术，提高自身技术水平；优化外商投资结构，促进产业结构调整；改善投资环境，提高人力资本存量.【相关文献】〔1〕曹伟.外商直接投资对我国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究,2005(8):39-43. 〔2〕刘文勇,蒋仁开.FDI对我国经济发展影响的实证分析与政策建议[J].经济理论与经济管理,2006(4):21-26.〔3〕康晓剑.FDI对山西省经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2008,27(6):69-71. 〔4〕翟勍,谢富纪.外商直接投资对我国经济影响效应的实证研究[J].科学技术与工程,2009,9(2):487-490.〔5〕张婧,马仁峰,王能洲.基于计量经济学模型的FDI对经济增长的影响分析[J].经济论坛,2009(13):84-86.〔6〕孔凡文,才旭,于淼.格兰杰因果关系检验模型分析与应用[J].沈阳建筑大学学报,2010,26(2):405-408.〔7〕张晓婧.我国经济增长的影响要素分析[J].我国市场,2013(41):117-133.〔8〕李颖.外商直接投资对安徽省经济影响的实证分析[J].经济论坛，2015,9(9)：35-41. 〔9〕庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社,2015.〔10〕Yan Liang.Does Foreign Direct Investment Provide Desirable Development Finance?The Case of China[J].Chinaamp;World Economy,2007,(2):104-120.。
FDI对中国进出口贸易的影响效应研究
FDI对中国进出口贸易的影响效应研究作者：赵倩倩来源：《经济研究导刊》2014年第24期摘要：在回顾国内外学者对国外直接投资（FDI）和对外贸易之间关系的研究的基础上，选取中国1985—2011年FDI和对外贸易的数据进行实证研究，对二者关系进行回归分析。
目前情况下，FDI在中国体现为贸易制造效应，且对出口贸易的拉动效应大于进口贸易。
在此基础上，针对中国的现状，对FDI促进贸易发展的原因进行探究。
此外，就吸引外资问题提出一些相关的政策建议。
关键词：FDI；对外贸易；实证分析中图分类号：F74 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）24-0264-03一、国内外研究现状（一）国外学者的研究情况Mundell R.A.（1957）发表在AER上的文章修正了H—O理论，放松了H—O理论中要素不可流动的假设，认为国际贸易和国际资本流动相互替代。
小岛清（1987）认为，FDI的母国通过在东道国投资建立生产基地的垂直型投资于贸易有互补关系。
此外，Clausing（2000）使用1977—1994年数据验证了美国对29个国家的投资与美国出口之间以及29个国家对美直接投资与美国进口之间的关系。
研究结果证明，美国对外直接投资与美国出口之间存在很强的互补关系，外国在美直接投资与美国进口也表现为互补关系。
（二）国内学者的研究情况20世纪90年代以来，随着FDI大量涌入中国，国内学者也对这一问题进行了探索。
钱晓英、赖明勇和张大奇（2001）以引力模型为分析框架，得出了外商直接投资能够促进对外贸易的结论。
邱斌、唐保庆和孙少勤（2006）采用协整分析的方法，得出FDI与国际贸易存在相互促进的关系。
其他国内学者运用回归分析、Granger检验等计量经济方法，得出了FDI与中国国际贸易存在互补关系，FDI推动了对外贸易的发展。
国内外学者的研究对探索FDI和国际贸易的关系提供了很好的借鉴，并通过实证研究证明了其观点。
经济政策不确定性对外贸出口的影响——基于中国省际面板数据的实证分析
总37卷第1期 2021年2月兰州财经大学学报Journal of Lanzhou University of Finance and EconomicsVol. 37 No. 1F e b.,2021经济政策不确定性对外贸出口的影响—基于中国省际面板数据的实证分析•李保民，李慧(安徽大学经济学院，安徽合肥230601)摘要：利用Bakei■等构建的经济政策不确定性指数和2000—2018年的省际面板数据实证检验中国经济政策不确定性对外贸出口的影响效应。
结论表明：经济政策不确定性的提升对我国外贸出口存在抑制效应，且随时间推移逐漸降低。
经济政策不确定性对我国外贸出口的抑制效应存在地区差异和时间差异：对中西部的抑制效应强于东部；对金融危机后的抑制效应强于金融危机前;2015年中美贸易摩擦加剧这一抑制效应。
进一步研究发现，经济 政策不确定性通过影响企北创新抑制外贸出口。
经济政策不确定性的外贸出口效应对于进一步理解中国经济政策的时间与空间差异作用具有重要的政策启示意义。
关键词：经济政策不确定性；区域差异；时间差异；中介效应中图分类号:F746.12 文献标识码：A经济政策不确定性是指政府做出改变当前市 场环境的决定时经济主体无法预测其改变的特点 和方向[1]。
在经济发展不同阶段和经济发展环 境发生变化时,及时调整政策，有利于应对经济周 期、减缓外部冲击、实现经济的平稳运行。
经济政 策塑造经济运行环境，改变微观主体“游戏规 则”，而政策变迁和执行使得政策不确定性程度 上升，进而影响宏观经济的平稳运行和微观经济 主体行为。
由美国斯坦福大学和芝加哥大学的 Baker、Bloom和D avis三位学者根据新闻报道的 频率构建的经济政策不确定性评估指数（E P U)表 明：中国经济政策不确定性近年来总体呈现上升 趋势，在2008年之后，多次出现峰值。
中国E P U 波动明显，一方面与我国供给侧结构性改革等各 项重大政策的出台有关，另一方面也与美国总统文章编号：1004-5465(2021 )01-021-11特朗普上台以来大力推行美国利益优先的逆全球 化政策有关。
双向FDI_协同与全球价值链升级——基于中国制造业细分行业面板数据的实证分析
2023年第4期（总第97期）新疆财经大学学报Journal of Xinjiang University of Finance and EconomicsNo.4.2023General No.97双向FDI协同与全球价值链升级——基于中国制造业细分行业面板数据的实证分析郑小玲，朱蕊（安徽大学，安徽合肥230601）摘要：文章基于2006—2020年中国省级面板数据及跨国面板数据，探讨双向FDI协同互动与制造业全球价值链升级之间的影响关系。
研究表明：双向FDI协同互动对制造业全球价值链升级有显著的正向影响，知识产权保护水平、政府调控力、行业规模、资本投入强度和基础设施建设水平等对制造业全球价值链升级有不同程度的影响。
中介机制检验结果表明，双向FDI协同互动通过产业结构升级和技术进步两条路径助推制造业全球价值链升级。
因此，全面推动双向FDI协同互动，推动产业结构优化升级和企业技术创新，是助推中国制造业全球价值链升级的重要途径。
关键词：双向FDI协同；制造业全球价值链；产业结构优化；技术进步；中介效应中图分类号：F424；F125文献标志码：A文章编号：1671-9840（2023）04-0018-10 DOI：10.16713/ki.65-1269/c.2023.04.003Two-Way FDI Coordination and Global Value Chain Upgrading—An Empirical Study Based on the Panel Data ofChina's Manufacturing Industry SegmentsZHENG Xiaoling,ZHU Rui（Anhui University，Hefei230601,China）Abstract:Based on the provincial panel data from2006to2020,this paper discusses the influence of two-way FDI coordi⁃nation on the global value chain of China's manufacturing industry.The research shows that two-way FDI coordination has a po-sitive promoting effect on the upgrading of the global value chain of the manufacturing industry,and the level of intellectual pro-perty protection,government regulation,industry scale,capital investment intensity and infrastructure construction have influ⁃ence on the upgrading of the global value chain of the manufacturing industry to different degree.Further intermediary mecha⁃nism test shows that there are two ways of industrial structure optimization and upgrading and technological progress to promote the global value chain upgrading of manufacturing industry.In this regard,it is necessary to comprehensively promote the syner⁃gistic and interactive development of two-way FDI coordination,promote the optimization and upgrading of industrial structure and technological innovation of enterprises,and upgrade the status of the global value chain of the manufacturing industry.Key words:two-way FDI coordination;manufacturing global value chain;industrial structure optimization;technological advance;mediating effect收稿日期：2023-04-20基金项目：安徽省社科联社会科学创新发展研究课题“长三角绿色发展不平衡测度与时空差异性研究”（2020CX191）作者简介：郑小玲（1965—），女，安徽大学经济学院副教授，研究方向为国际经济与贸易；朱蕊（1999—），女，安徽大学经济学院硕士研究生，研究方向为国际贸易。
安徽省FDI对技术创新的影响--基于空间计量的实证研究
International trade国际贸易 | MODERN BUSINESS现代商业51安徽省FDI对技术创新的影响——基于空间计量的实证研究邹小州 何茜茜 刘晨旭 乔银蚌埠工商学院 安徽蚌埠 233000基金项目:安徽省教育厅人文社会科学研究重点项目——产业链视角下安徽省产业集聚空间溢出效应与科技创新研究(项目编号：SK2019A0789)；安徽省省级教学研究项目——国际经济与贸易专业教学团队(项目编号：2018jxtd017)的研究成果。
摘要:FDI的技术外溢是世界各国获取国外先进技术，刺激本土的技术改革创新的重要渠道。
因此本文运用2011年～2018年安徽省16个地级市面板数据，利用空间杜宾计量模型(SDM)研究外商直接投资与技术创新的关系及影响。
实证研究表明：安徽省各市科技创新能力呈现明显的空间相关性，FDI能够显著提升本区域企业科技创新能力。
此外，人力资本对各地区技术创新也具有显著促进作用，而就业水平与地区创新能力呈现负相关关系。
关键词:外商直接投资；技术创新；空间计量；莫兰指数；杜宾模型中图分类号:F124.3;F832.6 文献识别码:A 文章编号:1673-5889(2021)14-0051-04市场功能的完善和提升，过度的竞争则会影响到上下游各环节种群的可持续发展，破坏了种群之间正常的信任网络，最终导致第三方网上支付生态系统发展的停滞和衰退，甚至消亡。
(3)支付环境是合作共生关系的外部条件，支付机构之间的合作共生关系总是在特定的环境中产生与发展的，合作共生的环境系统中主要包括经济水平与人文条件、信息技术与网络基础设施建设、政府监管等因素，但是支付机构共生体和环境的组合关系并不是固定不变的，随着时空条件的变化，支付环境和支付机构共生体都会发生变化，形成新的合作共生关系，以实现第三方网上支付生态系统功能跃迁和效率最大化。
(4)通过立法、政策、规划等政府行为，引导第三方网上支付朝着更加有序和健康的方向发展。
FDI对我国国内投资的总效应分析
FDI对我国国内投资的总效应分析【摘要】本文旨在分析外商直接投资（FDI）对我国国内投资的总效应。
通过对FDI对我国国内投资的直接影响和间接影响进行分析，揭示FDI对我国国内投资的影响机制。
研究FDI对我国国内投资的政策影响，探讨政府对外商投资的调控作用。
随后，探讨FDI对我国国内投资的产业结构和创新效应影响，阐述FDI对我国经济的转型升级带来的影响。
总结FDI对我国国内投资的总体影响，并展望未来研究方向，为相关政策制定提供参考。
通过本文的研究，可以更好地理解FDI对我国国内投资的作用及对经济发展的意义。
【关键词】FDI, 国内投资, 直接影响, 间接影响, 政策影响, 产业结构影响,创新效应, 总体影响, 研究方向, 结论。
1. 引言1.1 背景介绍外商直接投资（Foreign Direct Investment, FDI）是指投资者在海外投资并控制或参与经营管理的行为。
近年来，我国吸引外商直接投资的规模持续增长，成为推动经济增长、促进产业升级的重要力量。
根据中国商务部发布的数据，我国2020年实际使用外资达到了1482.81亿美元，创下历史新高。
随着全球化进程的不断加深，外商直接投资对于我国国内投资的影响也日益凸显。
从直接影响方面来看，外商直接投资带来了资金、技术、管理经验等方面的直接投入，促进了我国经济的快速增长和产业结构的优化升级。
外商直接投资也可能带来一些负面影响，如资源外流、环境破坏等问题亟待解决。
对于外商直接投资对我国国内投资的总体效应进行深入分析，对于科学制定相关政策、保护国内产业和经济安全具有重要意义。
本文旨在从多个角度探讨外商直接投资对我国国内投资的影响，为相关部门和研究者提供参考借鉴。
1.2 研究意义FDI对我国国内投资的总效应分析引言作为全球化背景下的重要经济现象，外商直接投资（FDI）对于我国国内投资具有重要的影响。
研究FDI对国内投资的总效应，有助于深入理解这一现象背后的机制和影响，为我国的经济发展和产业升级提供理论参考和政策建议。
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ＦＤＩ对我国对外贸易影响总体效应与时空差异杨希吕德宏（西北农林科技大学经济管理学院陕西杨凌７１２１００）摘要：本文基于时间和空间的视角，采用１９８７年至２００９年中国３０个省市的面板数据，通过固定效应模型分区域、分时期研究ＦＤＩ对我国东、中、西三大区域对外贸易的影响。
结果显示：ＦＤＩ对我国对外贸易影响具有显著的时间效应和地域空间差异，并且ＦＤＩ对贸易影响随时间变化产生的区域转移效应也十分明显。
关键词：ＦＤ对外贸易总体效应时空差异作者简介：杨希（１９８７－），女，湖北鄂州人，西北农林科技大学经济管理学院硕士研究生吕德宏（１９６９－），男，陕西永寿人，西北农林科技大学经济管理学院教授一、文献综述（一）国外文献关于ＦＤＩ与国际贸易国外学者主要讨论两方面：一是ＦＤＩ与国际贸易之间的因果关系。
Ｍｕｃｈｉｅｌｌｉ和Ｃｈｅｄｏｒ（１９９９）、Ｇｒａｈａｍ（２０００）等分析得出ＦＤＩ对东道国出口具有显著的带动作用。
而Ｚｈａｎｇ和Ｆｅｌｍｉｎｇｈａｍ（２００１）的研究结论是出口规模的扩张能吸引ＦＤＩ的流入。
二是ＦＤＩ与国际贸易之间是替代效应还是互补效应。
替代关系理论认为贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动，即表现为投资对贸易的替代，同时国际资本流动的障碍也会产生国际贸易。
Ｂｅｌｄｅｒｂｏｓ和Ｓｌｅｕｗａｅｇｅｎ（１９９８）、Ｂｌｏｎｉｇｅｎ（２０００）等学者研究证实了此观点。
互补关系理论认为ＦＤＩ可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大的规模上进行，即表现为投资与贸易的互补。
Ｇｏｌｄｂｅｒｇ和Ｋｌｅｉｎ（１９９９）、ＭａｒｉａｍＣａｍａｒｅｒｏ（２００４）等研究结果表明贸易与ＦＤＩ之间存在互补关系。
（二）国内文献国内学者蔡小勇、余子鹏（２００５）利用２００３年中国３０个省份的出口总值、机电产品出口总值及当年实际利用ＦＤＩ值，分析了ＦＤＩ对中国出口及地区差异影响，结果表明ＦＤＩ对西部落后地区出口的带动作用最大，对中部地区出口的带动作用最小。
王少平等（２００６）利用１９９２年至２００３年我国三大地区省份的面板数据考察ＦＤＩ对不同地区进出口贸易的动态效应。
结果表明东部地区ＦＤＩ对出口有显著的创造效应和较强的替代效应，而对中、西部地区其创造效应不显著并且替代效应相对较弱。
梁瑞（２００８）研究发现我国ＦＤＩ对出口贸易的促进作用在东部和西部地区较为显著，但ＦＤＩ对东部地区出口贸易的促进作用最大，西部次之。
国内外相关研究主要集中在ＦＤＩ对两国贸易流量的影响方面，即替代性和互补性问题。
国内学者的研究大部分结果表明ＦＤＩ对我国进出口贸易增长的贡献越来越大，但这些研究没有充分考虑到我国各区域由于自然和经济条件不同而导致ＦＤＩ的贸易效应可能具有显著差异，在更深层次上分析ＦＤＩ对我国区域贸易失衡状况、转移效应等方面问题。
基于此，本文利用１９８７年至２００９年中国３０个省市的面板数据对ＦＤＩ对我国区域对外贸易的阶段性影响进行实证，从而对我国ＦＤＩ的贸易总体效应进行全面分析。
二、研究设计（一）样本及数据选取本文采用中国３０个省市（西藏因部分数据缺失）１９８７年至２００９年的面板数据。
１９８７年合资２００８年各省进出口额、实际利用ＦＤＩ、ＧＤＰ与公路铁路总长度，２００９年实际利用ＦＤＩ数据来源于各省统计年鉴及各省统计信息网，２００９年其他变量的数据来源于《中国统计年鉴－２０１０》。
其中各省的进出口额和实际利用ＦＤＩ以万美元为单位；各省的国内生产总值是以２０００年的名义ＧＤＰ为基期调整得到实际ＧＤＰ，然后按当期汇率调整为万美元；汇率是ＩＦＳ所公布的人民币实际有效汇率，以２０００年为基期进行了指数化调整；各省铁路与公路总长度以公里为单位，所有数据均采用对数形式。
（二）模型设立为研究ＦＤＩ对我国三大区域对外贸易的影响，在实证分析中除了把当年实际ＦＤＩ作为解释变量，还将各地区贸易绩效与其经济规模联系起来。
经济规模是决定外商直接投资的关键因素，因此，引入各省ＧＤＰ这一变量作为经济规模的测量指标。
同时，根据影响贸易收支的一般理论，影响一国进出口贸易的变量主要是进出口商品的相对价格及国内外的实际国民收入水平，而影响进出口相对价格的关键因素是汇率。
因此，引入汇率这一解释变量，在文中用人民币实际有效汇率ＲＥＥＲ表示。
另外，根据国际贸易理论和国际投资理论，基础设施除了是影响对外贸易的重要因素，也是影响ＦＤＩ的关键因素。
因此，引入各省公路和铁路里程数作为基础设施状况的替代变量，该替代变量用ＲＯＡＤ表示。
基于上述分析，选取影响对外贸易的四个主要经济变量———外商直接投资、国民生产总值、人民币实际有效汇率和公路铁路里程数作为解释变量来分析外商直接投资对我国东、中、西部对外贸易的影响。
基本计量模型设定如下：ｌｎＥＸｉｔ＝β０＋β１ｌｎＦＤＩｉｔ＋β２ｌｎＲＥＥＲｉｔ＋β３ｌｎＧＤＰｉｔ＋β４ｌｎＲＯＡＤｉｔ＋ｕｉｔ（１）；ｌｎＩＭｉｔ＝β０＋β１ｌｎＦＤＩｉｔ＋β２ｌｎＲＥＥＲｉｔ＋β３ｌｎＧＤＰｉｔ＋β４ｌｎＲＯＡＤｉｔ＋ｕｉｔ（２）模型所用的被解释变量分别为三大区域出口贸易额、进口贸易额的自然对数，分别用ＬｎＥＸ、ＬｎＩＭ表示。
解释变量包括各省ＦＤＩ、各省ＧＤＰ、人民币实际有效汇率、各省铁路公路里程数的自然对数，分别用ＬｎＦＤＩ、ＬｎＧＤＰ、ＬｎＲＥＥＲ、ＬｎＲＯＡＤ表示。
在进行面板数据分析时，如果模型形式设定不正确，估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远，因此首先应选择合适的模型。
为此运用ＥＶｉｅｗｓ６．０进行冗余固定效应检验，构造Ｆ统计量：Ｆ＝（Ｓ１－Ｓ２）／（Ｎ－１）２荠Ｆ（Ｎ－１，ＮＴ－Ｎ－Ｋ）（３）———基于中国省际面板数据的实证分析杨希吕德宏：ＦＤＩ对我国对外贸易影响总体效应与时空差异１４６·综表3不同阶段FDI 对中部地区进出口贸易影响的面板GLS 回归结果ＬｎＦＤＩＬｎＲＥＥＲＬｎＧＤＰＬｎＲＯＡＤ常数调整Ｒ２Ｆ值样本范围中部地区ＬｎＥＸ０．０２（０．７８）－０．５５＊＊＊（－２．９８）－０．０８（－０．６０）３．６２＊＊＊（３．３３）－２３．７０＊＊（－２．０７）０．９２４７．２９１９８７－１９９２ＬｎＩＭ－０．０６（－０．９３）－１．９７＊＊＊（－３．９６）１．７１＊＊＊（３．８７）３．３６（１．４３）－４０．３４（－１．５６）０．８５２４．４８ＬｎＥＸ－０．０２（－０．２３）０．５９（１．２１）－０．０４（－０．２０）０．４６＊＊（２．４０）４．９９＊＊（２．６０）０．６３１１．９０１９９３－２００１ＬｎＩＭ０．１２＊（１．８４）－２．２９＊＊＊（－５．８２）０．９２＊＊＊（４．９３）１．００＊＊＊（４．８３）－４．１５＊＊（－２．２６）０．９１６５．４０ＬｎＥＸ－０．１５＊（－１．９７）－３．３７＊＊＊（－４．８４）１．０３＊＊＊（８．３２）０．４５＊＊＊（３．７５）８．５７＊＊（２．６７）０．９２７１．４０２００２－２００９ＬｎＩＭ０．０５（０．６９）－２．９７＊＊＊（－４．８３）１．０５＊＊＊（９．０７）０．０６（０．５７）８．４４＊＊（２．９０）０．９４８８．３５注：括号内为ｔ统计量，＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％水平上显著。
表2不同阶段FDI 对东部地区进出口贸易影响的面板GLS 回归结果ＬｎＦＤＩＬｎＲＥＥＲＬｎＧＤＰＬｎＲＯＡＤ常数调整Ｒ２Ｆ值样本范围东部地区ＬｎＥＸ０．１０＊＊（２．２７）－０．４８（－１．６４）０．４４＊（２．００）０．７１（１．２３）０．４３（０．０６）０．９５９６．０１１９８７－１９９２ＬｎＩＭ０．２１＊＊＊（４．２６）－０．４２（－１．４０）０．９２＊＊＊（４．２３）－０．３７（－０．７６）２．５７（０．３９）０．９９３３７．２４ＬｎＥＸ０．３２＊＊＊（５．６３）０．２０（０．９１）０．５６＊＊＊（５．２８）０．５８＊＊＊（５．４１）－５．５２＊＊＊（－６．９８）０．９９５９４．２９１９９３－２００１ＬｎＩＭ０．９０＊＊＊（８．０９）－１．０４＊＊＊（－３．２９）０．７７＊＊＊（５．２２）０．５４＊＊（２．５６）－１０．０９＊＊＊（－６．２７）０．９７２５１．８７ＬｎＥＸ０．０９（１．４９）－３．７５＊＊＊（－１０．７１）０．７２＊＊＊（１１．１３）０．４５＊＊＊（６．２９）１４．３５＊＊＊（８．７３）０．９９８５０．１８２００２－２００９ＬｎＩＭ０．０７（１．２２）－３．８２＊＊＊（－１１．５９）０．８４＊＊＊（１２．７８）０．２４＊＊＊（４．０６）１５．２８＊＊＊（９．６４）０．９９６１９．４６表1FDI 对我国进出口贸易影响的总体回归结果ＬｎＦＤＩＬｎＲＥＥＲＬｎＧＤＰＬｎＲＯＡＤ常数调整Ｒ２Ｆ值冗余固定效应Ｆ值随机效应Ｈａｕｓｍａｎ值样本范围模型１（ＯＬＳ估计）ＬｎＥＸ０．１９＊＊＊（８．３３）－０．３１（－１．２９）１．３０＊＊＊（２６．８５）－０．６２＊＊＊（－１５．２２）－０．８５（－０．７９）０．８５９９７．６９１９８７－２００９ＬｎＩＭ０．４０＊＊＊（１４．６０）－０．２２（－０．７６）１．０９＊＊＊（１８．４９）－０．６５＊＊＊（－１３．０４）－０．５４（－０．４１）０．８３８３５．６９ＬｎＥＸ０．０６＊＊＊（４．９７）－０．６１＊＊＊（－６．４６）０．７９＊＊＊（２４．０７）０．４４＊＊＊（９．０７）－１．８２＊＊＊（－４．１７）０．９８１００８．６１８２．３２１９８７－２００９ＬｎＩＭ０．１８＊＊＊（１１．２６）－１．０９＊＊＊（－８．８７）１．０３＊＊＊（２１．２７）０．２０＊＊＊（３．０６）－２．３１＊＊＊（－４．０８）０．９７６１０．２７７４．２７模型２（ＦＸ估计）ＬｎＥＸ０．０７＊＊＊（５．０６）－０．６２＊＊＊（－５．２５）０．８９＊＊＊（２１．３１）０．２６＊＊＊（４．７３）－１．５０＊＊＊（－２．７３）０．８８１２７６．９７２１３．５７１９８７－２００９ＬｎＩＭ０．１７＊＊＊（９．１６）－１．００＊＊＊（－６．６９）１．１２＊＊＊（２０．９２）０．０６（０．９０）－２．４８＊＊＊（－３．５２）０．８９１３５９．０７１１．２１模型３（ＲＥ估计）注：ＯＬＳ表示混合模型估计，ＦＸ表示个体固定效应模型估计，ＲＥ表示个体随机效应估计；括号内为ｔ统计量，＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％水平上显著其中，Ｓ１、Ｓ２分别表示混合模型和固定效应模型的残差平方和。
Ｎ为截面个体，Ｋ为解释变量个数，Ｔ为时期数。
如果Ｆ统计量大于临界值，则应选择固定效应模型，反之选择混合模型。
固定效应模型进一步可分为个体固定效应模型和个体随机效应模型，为此进行Ｈａｕｓｍａｎ检验，其统计量为：Ｈ＝（β赞－β）２β赞β荠χ2（ｋ）（４）其中，β赞、Ｓβ赞是个体固定效应模型的估计系数和标准差，β、Ｓβ是个体随机效应模型估计系数和标准差。