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【摘要】FDI常常被认为是资本、生产技术和管理技术等的组合，它不仅能够给东道国带来充裕的资本还具有技术扩散作用，能够提高东道国长期的经济增长率。世界银行1993年指出“FDI带来了相当大的利益：技术转移、管理诀窍、出口经验。许多发展中国家要想更加缩小同发达国家的技术差距、更新管理技巧、发展出口，就必须更有效地吸收FDI”[1]。
【关键词】FDI 经济 内生性 模型 溢出效应
一、引言
目前，我国已经成为FDI第二大流入国，拥有高额外汇储备，并且在未来很长的一段时期内人民币升值预期都会存在。在这种情况下实证研究我国的FDI的技术溢出效应不仅对更合理地引进和利用FDI具有十分重要的意义，而且还直接关系到到我国宏观经济政策的制定、实施。我国学者从1994年以来对FDI的技术溢出效应进行了大量的实证研究。研究的方法大致可分为两类：第一类运用各种理论模型（例如Feder模型）将产出的增长率作为因变量，FDI的存在程度作为自变量进行回归分析；第二类采用各种理论模型推导出技术进步率作为因变量（例如全要素生产率），FDI的存在程度作为自变量进行回归分析。但是学者们对FDI的技术溢出效应的实证研究结论并不一致。本文通过分析发现上述两种方法在建立理论模型时均未考虑到FDI变量的内生性。由于FDI技术溢出过程是一个较为复杂的经济现象，宏观经济变量总产出、国内资本存量、外商投资资本存量、劳动投入量和经济结构变动等相关经济因素相互作用，存在错综复杂的多项因果关系。在实证研究中，采用单方程回归估计FDI技术溢出效应有可能忽视FDI变量是一个内生变量，而在回归方程中，变量的内生性会影响到模型的准确程度。我国学者对FDI技术溢出效应实证研究结论的不一致可能部分地来自于这个缺陷。由于目前技术进步率指标的计算方法在学术界没有得到统一，为了防止计算方法上的不一致造成结论不一致，本文只针对第一类方法进行实证分析，运用格兰杰因果检验，证明FDI变量确实具有内生性。下文结构如下：第二部分为文献综述，第三部分为理论模型的建立，第四部分为数据说明及实证分析，第五部分为结论。
二、文献综述
Blomstrom和Kokko将FDI的技术溢出效应定义为，跨国公司在东道国实施FDI引起东道国技术或生产力的进步，而跨国公司无法获得其中的全部收益的一种外部效应。目前学术界对FDI技术溢出效应的存在在理论分析上已经获得共识，但实证研究的分析结果却还未取得一致。王扬运用索洛余值法测量FDI的技术贡献率分析得出1993-2003年期间FDI对辽宁省平均的技术贡献率为23.31%[2]；何洁利用Feder模型分析认为FDI在我国各省市的工业部门中都存在明显的正向外溢效应，而且在经济发展水平越高的地区，这种外溢效应的作用越大[3]；赵奇伟研究了京津冀地区的FDI技术溢出效应得出：1980-1994年FDI与区域产出增长率显著正相关，区域内边际上外资变化量存在正的技术溢出效应；1995年后，FDI与区域产出增长率相关系数开始变为负数[4]；陈柳通过对1987-2003年中国27个省份的面板数据综合分析了本土创新能力和FDI技术外溢对经济增长的作用，得出结论：FDI本身的外溢对经济的增长作用并不显著，FDI也并不是引起本土创新能力增强的原因[5]。郑秀君在整理和收集了1994-2005年我国学者关于FDI技术溢出实证研究的大部分文章后，分析研究得出，虽然我国大部分学者估计出来的表示FDI技术溢出效应的模型变量的系数为正，但大多数并没有通过统计检验，少数通过统计检验的模型在数据的选取上还存在问题[6]。
目前，大部分的研究文献都是建立单方程回归模型，将FDI的技术溢出效应作为因变量，FDI变量作为自变量纳入模型，通过对FDI变量的系数进行t检验来判断技术溢出效应是否存在。在变量的选取方面，国内较为流行的做法是用产出增长率来度量FDI的技术溢出效应，用FDI占产出的规模来作为FDI变量。本文对此存在两方面的疑问：
首先，现有的模型没有区分FDI本身的贡献度和FDI的技术溢出效应。绝大多数模型求证的FDI的技术溢出效应不但包括了FDI的技术溢出效应，而且还包括FDI本身的贡献度。例如FDI可能引起外资企业与内资企业之间产量增长率的梯度差，而这种梯度差显然会影响到总体的产出增长率，但不能就此判断FDI技术溢出效应的必然发生。因为FDI引起的外资企业高的产出增长率仅仅是FDI本身的贡献度，受益者只是外资企业本身。由于FDI本身的贡献度存在，模型中的产出增长率与FDI变量之间总是存在显著的相关性，模型没有精确地区分FDI的技术溢出效应和FDI本身的贡献度，得到的结论往往夸大了FDI的技术溢出效应。
其次，对FDI影响因素的研究证明：某一地区、某一行业最初的产出增长率会影响到FDI的区位选择和行业选择。Djankov，Hoekman研究发现外资企业的行业选择具有某些特定的规律，比如会自主或不自主地选择生产力更发达、技术水平更先进或利润更高的行业。另外，在对FDI的技术溢出效应进行研究时，Kokko发现外资企业的介入会提高内资企业的技术水平，但是内资企业技术的提高同样也会迫使外资企业提高技术水平，两者之间存在相互影响的互动关系[7]。这些研究成果都证明了FDI的技术溢出与东道国本身的经济增长相互影响、相互关联。在进行FDI技术溢出效应的实证研究时，模型的建立必须考虑到这种关联性。
上述两个方面都有可能导致FDI的技术溢出效应过程中FDI变量内生性的存在。因此，目前大部分的研究文献中建立的单方程回归模型可能包含双向因果关系，具有联立性误差。而对具有联立性误差的模型采用最小二乘法估计方程是不合适的，因为最小二乘法将模型中的变量视为外生变量。
实际上，我国已经有部分学者开始重视FDI变量内生性的问题。周礼在实证研究FDI技术溢出效应时为了解决内生性的问题，建立了联立方程模型。陈羽为了克服产出方程中的内生性和行业间异方差性采用了差分方程和针对动态面板数据的系统GMM估计法。但是目前还没有研究文献对FDI变量的内生性进行实证分析，本文将利用我国实际数据进行格兰杰因果检验，验证在进行FDI技术溢出效应的实证研究中FDI变量的内生性。 三、理论模型的建立
本文的研究目的是在实证分析FDI技术溢出效应的理论模型中寻求并验证FDI变量的内生性。本文将在格兰杰因果检验理论的基础上构建以下理论模型：
At代表度量各年外商直接投资额的变量，即FDI变量；Bt代表度量各年FDI技术溢出效应的变量；是白噪音。在格兰杰因果检验中，如果对式（1）中滞后B所估计的系数作为一个群体是
统计上异于零的（即≠0），那么可以判断存在从A到B
的格兰杰因果关系。
目前国内外大部分研究文献都是以某一行业、某一地区的产量增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量，以外商直接投资额占总产量的比值作为FDI变量来实证研究FDI的技术溢出效应。本文在充分借鉴已有研究成果的基础上，选取了我国GDP增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量（即△GDP=B），而在FDI变量的选取上，本文选取了外商直接投资额的自然对数值（即lnFDI=A）。其原因有以下两点：（1）本文在对有关外商直接投资额的时间序列数据进行平整性分析时，发现不管是以各年外商直接投资额占总产量的比值作为时间序列，还是以各年实际的外商直接投资额作为时间序列等都存在时间序列的非平整性问题，并且在对时间序列数据进行多阶差分处理后，平整性依然不甚显著。但是对外商直接投资额的自然对数值进行一阶差分处理后构成的时间序列数据具有显著的平整性，满足对时间序列数据进行格兰杰因果检验的要求；（2）在A=lnFDI，B=△GDP的前提下，系数
被称为A对B的半弹性。因此系数在经济学上具备了良好的解释意义：度量了在给定FDI技术溢出效应量的情况下GDP增长率的变化所带来的FDI变量的相对改变量，即本文所求证的FDI变量在实证研究FDI技术溢出效应的理论模型中所具有的内生性。
因此，本文建立理论模型如下：
四、数据说明及实证分析
1983年以前我国外商直接投资额数量较少，数据缺乏，本文选取了从1983-2005年的数据。另外，FDI的流入通常会给东道国带来通货膨胀的压力，长期中会出现GDP增长率计算偏高的趋势。本文为了消除通货膨胀的影响，以1978年=100的可比价格对我国的GDP增长率重新进行了计算。数据见表1。
格兰杰因果检验要求被检验的时间序列数据具有平整性。下面本文将运用单位根检验方法中的ADF检验对时间序列数据lnFDI、△GDP进行平整性检验。
从图1和图2出发，本文对△GDP时间序列数据采用包含常
数项的序列形式（）进行ADF检验，
而对lnFDI时间序列数据采用同时包含常数项、时间趋势项的序
列形式（）进行ADF检验。
检验结果表明△GDP时间序列数据虽然在水平情况下显示出平整性，但由于引入滞后项过多，样本数据太少，降低了ADF检验结果的置信度；lnFDI时间序列数据在水平情况下则显示出了显著的非平整性。因此，本文对两个时间序列数据进行了一阶差分处理，然后对两个时间序列的一阶差分形式进行ADF检验。检验结果表明在5%的显著性水平下，两个时间序列的一阶差分形式同时显示出显著的平整性。
下面运用式（2）进行格兰杰因果检验，检验时用两个时间序列的一阶差分形式数据去代替水平形式数据。检验结果见表2：
检验结果表明，△GDP对lnFDI存在格兰杰因果关系，该因果关系在滞后1期的情况下最为显著，在滞后3期时，因果关系不太显著，在滞后4期、5期的情况下显著性水平虽然有所提高，但考虑到样本数据过少，引入变量过多，对其可靠性存在质疑。
五、结论
本文运用格兰杰因果检验对在实证分析FDI技术溢出效应的模型中可能存在的FDI变量的内生性进行了研究，发现：我国的GDP增长率对我国外商直接投资额的增长率有所影响，并且这种影响具有滞后性，在滞后一年的情况下，影响最为显著。因此，本文可以得出以下结论：在实证研究FDI的技术溢出效应时，FDI变量的内生性确实存在。本文在计量分析时，虽然采用的是我国的GDP增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量，具有一定的片面性（姑且不论及该变量选取方法在我国学术界的流行性），但是并不影响得到上述的一般性的结论。因为FDI的技术溢出过程是一个动态的、与东道国的各种经济要素相互作用、相互关联的过程。由于过程的动态化以及各种经济要素的相互作用，对FDI技术溢出效应的实证研究便面临着许多不确定的问题（FDI变量的内生性仅仅是其中之一）。如何在以后的研究中，解决这些问题，建立一个尽可能与客观情况相符合的科学的计量FDI技术溢出效应的理论模型将是我们不断努力的方向。
参考文献
[1]陈羽.中国制造业外商直接投资技术溢出机制的重新检验[J].世界经济文汇，2006（03）：28-33.
[2]王杨.FDI对经济技术贡献率的实证研究[J].东北财经大学学报，2006（03）：66-69
[3]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[J].世界经济，2000（12）：29-36.
[4]赵奇伟，张诚.区域经济增长与FDI技术溢出：以京津冀都市圈为例[J].数量经济技术经济研究，2006（03）：111-120.
[5]陈柳，刘志彪.本土创新能力、FDI技术外溢与经济增长[J].南开经济研究，2006（03）：90-101.
[6]郑秀君.我国外商直接投资（FDI）技术溢出效应实证研究述评：1994～2005[J].数量经济技术经济研究，2006（09）：58-67.
[7]周礼，张学勇.FDI对国有工业企业技术外溢效应的实证研究—基于宏观数据的联立方程模型分析[J].国际贸易问题，2006（04）：90-94.
作者简介：杨志伟 招商银行天津分行经理，经济师。
（编辑：李敏）
【关键词】FDI 经济 内生性 模型 溢出效应
一、引言
目前，我国已经成为FDI第二大流入国，拥有高额外汇储备，并且在未来很长的一段时期内人民币升值预期都会存在。在这种情况下实证研究我国的FDI的技术溢出效应不仅对更合理地引进和利用FDI具有十分重要的意义，而且还直接关系到到我国宏观经济政策的制定、实施。我国学者从1994年以来对FDI的技术溢出效应进行了大量的实证研究。研究的方法大致可分为两类：第一类运用各种理论模型（例如Feder模型）将产出的增长率作为因变量，FDI的存在程度作为自变量进行回归分析；第二类采用各种理论模型推导出技术进步率作为因变量（例如全要素生产率），FDI的存在程度作为自变量进行回归分析。但是学者们对FDI的技术溢出效应的实证研究结论并不一致。本文通过分析发现上述两种方法在建立理论模型时均未考虑到FDI变量的内生性。由于FDI技术溢出过程是一个较为复杂的经济现象，宏观经济变量总产出、国内资本存量、外商投资资本存量、劳动投入量和经济结构变动等相关经济因素相互作用，存在错综复杂的多项因果关系。在实证研究中，采用单方程回归估计FDI技术溢出效应有可能忽视FDI变量是一个内生变量，而在回归方程中，变量的内生性会影响到模型的准确程度。我国学者对FDI技术溢出效应实证研究结论的不一致可能部分地来自于这个缺陷。由于目前技术进步率指标的计算方法在学术界没有得到统一，为了防止计算方法上的不一致造成结论不一致，本文只针对第一类方法进行实证分析，运用格兰杰因果检验，证明FDI变量确实具有内生性。下文结构如下：第二部分为文献综述，第三部分为理论模型的建立，第四部分为数据说明及实证分析，第五部分为结论。
二、文献综述
Blomstrom和Kokko将FDI的技术溢出效应定义为，跨国公司在东道国实施FDI引起东道国技术或生产力的进步，而跨国公司无法获得其中的全部收益的一种外部效应。目前学术界对FDI技术溢出效应的存在在理论分析上已经获得共识，但实证研究的分析结果却还未取得一致。王扬运用索洛余值法测量FDI的技术贡献率分析得出1993-2003年期间FDI对辽宁省平均的技术贡献率为23.31%[2]；何洁利用Feder模型分析认为FDI在我国各省市的工业部门中都存在明显的正向外溢效应，而且在经济发展水平越高的地区，这种外溢效应的作用越大[3]；赵奇伟研究了京津冀地区的FDI技术溢出效应得出：1980-1994年FDI与区域产出增长率显著正相关，区域内边际上外资变化量存在正的技术溢出效应；1995年后，FDI与区域产出增长率相关系数开始变为负数[4]；陈柳通过对1987-2003年中国27个省份的面板数据综合分析了本土创新能力和FDI技术外溢对经济增长的作用，得出结论：FDI本身的外溢对经济的增长作用并不显著，FDI也并不是引起本土创新能力增强的原因[5]。郑秀君在整理和收集了1994-2005年我国学者关于FDI技术溢出实证研究的大部分文章后，分析研究得出，虽然我国大部分学者估计出来的表示FDI技术溢出效应的模型变量的系数为正，但大多数并没有通过统计检验，少数通过统计检验的模型在数据的选取上还存在问题[6]。
目前，大部分的研究文献都是建立单方程回归模型，将FDI的技术溢出效应作为因变量，FDI变量作为自变量纳入模型，通过对FDI变量的系数进行t检验来判断技术溢出效应是否存在。在变量的选取方面，国内较为流行的做法是用产出增长率来度量FDI的技术溢出效应，用FDI占产出的规模来作为FDI变量。本文对此存在两方面的疑问：
首先，现有的模型没有区分FDI本身的贡献度和FDI的技术溢出效应。绝大多数模型求证的FDI的技术溢出效应不但包括了FDI的技术溢出效应，而且还包括FDI本身的贡献度。例如FDI可能引起外资企业与内资企业之间产量增长率的梯度差，而这种梯度差显然会影响到总体的产出增长率，但不能就此判断FDI技术溢出效应的必然发生。因为FDI引起的外资企业高的产出增长率仅仅是FDI本身的贡献度，受益者只是外资企业本身。由于FDI本身的贡献度存在，模型中的产出增长率与FDI变量之间总是存在显著的相关性，模型没有精确地区分FDI的技术溢出效应和FDI本身的贡献度，得到的结论往往夸大了FDI的技术溢出效应。
其次，对FDI影响因素的研究证明：某一地区、某一行业最初的产出增长率会影响到FDI的区位选择和行业选择。Djankov，Hoekman研究发现外资企业的行业选择具有某些特定的规律，比如会自主或不自主地选择生产力更发达、技术水平更先进或利润更高的行业。另外，在对FDI的技术溢出效应进行研究时，Kokko发现外资企业的介入会提高内资企业的技术水平，但是内资企业技术的提高同样也会迫使外资企业提高技术水平，两者之间存在相互影响的互动关系[7]。这些研究成果都证明了FDI的技术溢出与东道国本身的经济增长相互影响、相互关联。在进行FDI技术溢出效应的实证研究时，模型的建立必须考虑到这种关联性。
上述两个方面都有可能导致FDI的技术溢出效应过程中FDI变量内生性的存在。因此，目前大部分的研究文献中建立的单方程回归模型可能包含双向因果关系，具有联立性误差。而对具有联立性误差的模型采用最小二乘法估计方程是不合适的，因为最小二乘法将模型中的变量视为外生变量。
实际上，我国已经有部分学者开始重视FDI变量内生性的问题。周礼在实证研究FDI技术溢出效应时为了解决内生性的问题，建立了联立方程模型。陈羽为了克服产出方程中的内生性和行业间异方差性采用了差分方程和针对动态面板数据的系统GMM估计法。但是目前还没有研究文献对FDI变量的内生性进行实证分析，本文将利用我国实际数据进行格兰杰因果检验，验证在进行FDI技术溢出效应的实证研究中FDI变量的内生性。 三、理论模型的建立
本文的研究目的是在实证分析FDI技术溢出效应的理论模型中寻求并验证FDI变量的内生性。本文将在格兰杰因果检验理论的基础上构建以下理论模型：
At代表度量各年外商直接投资额的变量，即FDI变量；Bt代表度量各年FDI技术溢出效应的变量；是白噪音。在格兰杰因果检验中，如果对式（1）中滞后B所估计的系数作为一个群体是
统计上异于零的（即≠0），那么可以判断存在从A到B
的格兰杰因果关系。
目前国内外大部分研究文献都是以某一行业、某一地区的产量增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量，以外商直接投资额占总产量的比值作为FDI变量来实证研究FDI的技术溢出效应。本文在充分借鉴已有研究成果的基础上，选取了我国GDP增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量（即△GDP=B），而在FDI变量的选取上，本文选取了外商直接投资额的自然对数值（即lnFDI=A）。其原因有以下两点：（1）本文在对有关外商直接投资额的时间序列数据进行平整性分析时，发现不管是以各年外商直接投资额占总产量的比值作为时间序列，还是以各年实际的外商直接投资额作为时间序列等都存在时间序列的非平整性问题，并且在对时间序列数据进行多阶差分处理后，平整性依然不甚显著。但是对外商直接投资额的自然对数值进行一阶差分处理后构成的时间序列数据具有显著的平整性，满足对时间序列数据进行格兰杰因果检验的要求；（2）在A=lnFDI，B=△GDP的前提下，系数
被称为A对B的半弹性。因此系数在经济学上具备了良好的解释意义：度量了在给定FDI技术溢出效应量的情况下GDP增长率的变化所带来的FDI变量的相对改变量，即本文所求证的FDI变量在实证研究FDI技术溢出效应的理论模型中所具有的内生性。
因此，本文建立理论模型如下：
四、数据说明及实证分析
1983年以前我国外商直接投资额数量较少，数据缺乏，本文选取了从1983-2005年的数据。另外，FDI的流入通常会给东道国带来通货膨胀的压力，长期中会出现GDP增长率计算偏高的趋势。本文为了消除通货膨胀的影响，以1978年=100的可比价格对我国的GDP增长率重新进行了计算。数据见表1。
格兰杰因果检验要求被检验的时间序列数据具有平整性。下面本文将运用单位根检验方法中的ADF检验对时间序列数据lnFDI、△GDP进行平整性检验。
从图1和图2出发，本文对△GDP时间序列数据采用包含常
数项的序列形式（）进行ADF检验，
而对lnFDI时间序列数据采用同时包含常数项、时间趋势项的序
列形式（）进行ADF检验。
检验结果表明△GDP时间序列数据虽然在水平情况下显示出平整性，但由于引入滞后项过多，样本数据太少，降低了ADF检验结果的置信度；lnFDI时间序列数据在水平情况下则显示出了显著的非平整性。因此，本文对两个时间序列数据进行了一阶差分处理，然后对两个时间序列的一阶差分形式进行ADF检验。检验结果表明在5%的显著性水平下，两个时间序列的一阶差分形式同时显示出显著的平整性。
下面运用式（2）进行格兰杰因果检验，检验时用两个时间序列的一阶差分形式数据去代替水平形式数据。检验结果见表2：
检验结果表明，△GDP对lnFDI存在格兰杰因果关系，该因果关系在滞后1期的情况下最为显著，在滞后3期时，因果关系不太显著，在滞后4期、5期的情况下显著性水平虽然有所提高，但考虑到样本数据过少，引入变量过多，对其可靠性存在质疑。
五、结论
本文运用格兰杰因果检验对在实证分析FDI技术溢出效应的模型中可能存在的FDI变量的内生性进行了研究，发现：我国的GDP增长率对我国外商直接投资额的增长率有所影响，并且这种影响具有滞后性，在滞后一年的情况下，影响最为显著。因此，本文可以得出以下结论：在实证研究FDI的技术溢出效应时，FDI变量的内生性确实存在。本文在计量分析时，虽然采用的是我国的GDP增长率作为度量FDI技术溢出效应的变量，具有一定的片面性（姑且不论及该变量选取方法在我国学术界的流行性），但是并不影响得到上述的一般性的结论。因为FDI的技术溢出过程是一个动态的、与东道国的各种经济要素相互作用、相互关联的过程。由于过程的动态化以及各种经济要素的相互作用，对FDI技术溢出效应的实证研究便面临着许多不确定的问题（FDI变量的内生性仅仅是其中之一）。如何在以后的研究中，解决这些问题，建立一个尽可能与客观情况相符合的科学的计量FDI技术溢出效应的理论模型将是我们不断努力的方向。
参考文献
[1]陈羽.中国制造业外商直接投资技术溢出机制的重新检验[J].世界经济文汇，2006（03）：28-33.
[2]王杨.FDI对经济技术贡献率的实证研究[J].东北财经大学学报，2006（03）：66-69
[3]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[J].世界经济，2000（12）：29-36.
[4]赵奇伟，张诚.区域经济增长与FDI技术溢出：以京津冀都市圈为例[J].数量经济技术经济研究，2006（03）：111-120.
[5]陈柳，刘志彪.本土创新能力、FDI技术外溢与经济增长[J].南开经济研究，2006（03）：90-101.
[6]郑秀君.我国外商直接投资（FDI）技术溢出效应实证研究述评：1994～2005[J].数量经济技术经济研究，2006（09）：58-67.
[7]周礼，张学勇.FDI对国有工业企业技术外溢效应的实证研究—基于宏观数据的联立方程模型分析[J].国际贸易问题，2006（04）：90-94.
作者简介：杨志伟 招商银行天津分行经理，经济师。
（编辑：李敏）