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固定資產投資綜述范文1
關鍵詞：固定資產投資；協整檢驗；vec模型
1 文獻綜述
對于固定資產投資問題的研究，歷來是學術界關注的熱點，改革開放以來，固定資產投資快速穩定增長，是經濟持續高速發展的主要推動力量。因此，研究固定資產投資和經濟增長的關系具有非常重要的現實意義。目前國內對固定資產投資與經濟增長關系的研究越來越多，李其保、周勉之、孫栩瑜，張岳恒等學者研究了我國固定資產投資與經濟增長的關系，指出我國目前的投資仍然是粗放型的，而不是集約型的，投資結構有待于進一步優化。余興、張豪、呂連菊、張臘鳳分別研究了山東省、湖北省和山西省固定資產投資與經濟增長的動態關系。本文在鑒戒前人的基礎上用利用最新數據，綜合使用各種方法，對河北省的固定資產投資與經濟增長進行實證研究，以其為河北省經濟發展提供借鑒。
2 變量選取與數據處理
本文選地區生產總值和固定資產投資1985-2010年度數據均來自歷年《河北省統計年鑒》及《2010年河北省統計公報》，由于缺乏1991年以前固定資產投資價格指數，中國內生產總值和固定資產投資都取當年值，未對價格變化進行調整。為了消除非平穩時間序列的異方差性，對地區生產總值和固定資產投資額進行自然對數變換，并分別用ly和lx表示。
在1985-2010年間，河北省生產總值和固定資產投資總體呈上升狀態，在2000年以前比較緩慢，近十年增長十分迅速，總的來看經濟得到了很大的發展，由1980年的396.75億元增長到了2010年的20197.1億元，固定資產投資也由1980年的110.66億元增加到了2010年的15082.50億元，可見河北省的經濟實力不斷增強。而且河北省的固定資產投資相對于生產總值的百分比處于極不穩定的狀態。1988年之前幾乎平穩的變化，從1988年開始下降，到1990年降到最低，然后又回升，1993年到1999年微弱的上升，1999年又開始滑落，到2002年降到最低，此后直到現在一直處于顯著的遞增階段，2010年達到了最高0.747。導致這一劇烈變化的原因是政策改變，可以看出近年來政府加大了對固定資產的投資，因而研究其與經濟增長的關系顯得尤為重要。
3 實證分析
3.1 相關性分析
相關性分析可以考察變量之間是否存在依存關系。通過繪制散點圖，來判斷兩個變量間是否有明顯的線性關系。從河北省固定資產投資（lx）與地區生產總值（ly）的散點圖可以看出除了個別的幾個點外大部分年份的散點都分布在一條直線附近，可以判斷河北省的固定資產投資與地區生產總值間存在著較強的線性相關關系。
3.2 平穩性檢驗
建立var模型首先要對數據進行平穩性檢驗。本文采用adf單位根檢驗法，為了達到兩個時間序列平穩化的效果，對ly和lx進行一階差分處理。顯示了adf的檢驗結果。從檢驗結果看，地區生產總值和固定資產投資兩個變量原序列adf檢驗值都大于10%的顯著性水平下對應的臨界值，因此不能拒絕存在單位根的原假設，即ly和lx都是非平穩的。而經過一次差分后的序列的adf檢驗值都小于10%顯著性水平下對應的臨界值，因此，這兩個序列在10%的顯著性水平下是一階平穩的，即一階單整i（1）。
3.3 協整檢驗
估計var模型需要選擇適當的滯后階數，筆者依據五種準則對滯后期進行選擇，五個評價指標均認為建立var（2）比較合理。另外，在建立vec模型之前必須確定序列ly和lx是否是協整的。筆者采用johansen協整檢驗來分析兩個變量之間的協整關系，結果顯示：在5%的顯著性水平下，跡統計量檢驗和最大特征值統計量檢驗均存在1個協整方程，因此，河北省地區生產總值與固定資產投資存在協整關系。協整關系所對應的具體的長期均衡關系通?？梢酝ㄟ^最小二乘線性回歸估計出來，估算結果如下:
ly=2.3780+0.8089*lx。
（17.78872）（43.50308）r2=0.9874注:方程下的括號內為t統計量值。
根據各項統計量指標可以看出模型很好地刻畫了河北省固定資產投資與經濟增長之間的長期均衡關系。其中，回歸系數的估計值恰好是固定資產投資的經濟增長彈性，這意味著固定資產每增長1%，地區生產總值將增長08089%，說明河北省的固定資產投資對經濟增長具有拉動作用，兩者存在長期穩定的關系。
3.4 建立vec模型
在實踐中為了分析這兩個變量之間的短期波動關系，以及長期均衡與短期波動之間的關系，需引入向量誤差修正模型（vec）。在上述建模的基礎上，可以得到ly與lx的vec模型如下：
其中ecm（-1）=ly（-1）-0.542*lx（-1）-4.313為誤差修正項，反應了ly和lx的長期均衡關系.從結果中
可以看出地區生產總值和固定資產投資的短期變動均可以分為兩部分：一部分是短期固定資產投資波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項ecm（-1）系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，第一個方程中誤差修正項的系數-0.091表明，當波動發生致使地區生產總值ly相對于其長期均衡水平低估時，將以9.1%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。第二個方程中誤差修正項的系數0.009表明，當擾動發生致使固定資產投資lx相對于其長期均衡水平高估時，將以0.9%的調整力度拉回到均衡狀態。由此說明對地區生產總值的調節作用比對固定資產投資的要大。
3.5 格蘭杰（granger）因果關系檢驗
檢驗因果關系最常用的方法是格蘭杰因果檢驗，granger解決了x是否引起y的問題，主要看現在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值是否使解釋程度提高。如果x在y的預測中有幫助，或者x與y的相關系數在統計上顯著時，就可以說“y是由xgranger引起的”，檢驗結果顯示：在10%的顯著性水平下，認為ly是lx的格蘭杰關系，反之不成立。說明近些年來河北省隨著經濟的增長固定資產投資額也因此增加，但基于預測意義上來說固定資產投資對經濟的推動作用并不明顯?；诖撕颖笔撜{整投資結構。
4 結論與政策建議
從整個模型的分析可以河北省固定資產投資與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系，但河北省固定資產投資對經濟發展的促進作用并不十分明顯，河北省要合理轉變投資結構來發揮固定資產投資的推動作用。基于此筆者認為：由于固定資產投資對經濟的促進作用有滯后性，因此在決定固定資產投資率時應該根據上一年投資的具體情況綜合考慮，而不應該盲目的增加；可以通過優化信貸結構來優化投資結構，更大的發揮信貸投資對經濟的推動作用，來降低經濟波動，保持經濟平穩快速增長；固定資產投資重“量”更要重“質”，要注重投資結構的調整，在增加投資額的同時必須重質，要選準投資的方向，使固定資產投資對河北省經濟發展的推動作用發揮到最大。
參考文獻
［1］李其保，周勉之.固定資產投資與經濟增長關系的實證分析［j］.理論探討.
［2］孫栩瑜，張岳恒.中國固定資產投資與經濟增長的協整分析及其政策建議［j］.惠州學院學報，2010，30，（2）.
固定資產投資綜述范文2
[關鍵詞]：固定資產投資 面板數據 財政支出 經濟不確定性
1引言
1997年亞洲金融危機之后，我國經濟增速一直低位徘徊，直到新千年以后經濟出現回暖跡象，我國的固定資產投資從2003年開始加速，伴隨而來的是經濟的快速增長。國內學術界也開始討論投資過熱，經濟過熱的問題。而2008年全球經濟危機后，世界經濟受挫，中國的經濟也遭遇打擊，相對于經濟危機前的增速出現了下滑，但是仍然保持高速增長，但是從2012年以后中國經濟便從高速增長轉為中低速的增長，固定資產投資增速隨之出現劇烈下滑，并且下滑速度遠超過經濟下滑幅度（見圖1）。
圖1：1996年以來中國投資和GDP變動
圖1表明了1996-2014年之間的中國固定資產投資增速和GDP增速的變動情況。從2010年以后中國的固定資產投資額開始大幅下降，2014年的固定資產投資名義環比增速只有14.89%。相比于2003年下降了將近50%。2015年以來投資持續下滑，1-4月固定資產投資同比增速只左右12%，創下2000年以來的新低。其中中央項目大幅回落，民間投資持續走低，地方項目投資小幅下行。投資面臨全面滑坡的困境。
在投資不斷下滑的背景下，本文希望能通過對省份固定投資的數據分析，結合經濟理論和中國經濟的現狀找出影響中國固定資產投資的因素，并給出相應的政策建議。
2文獻綜述
對固定資產投資的影響因素的探討，國內外學者都從不同的角度進行過探討，由于研究視角和方法的不同，所得到的結論也有不同，對于固定資產影響因素，國內外學者有以下的幾種觀點。
Ryan Banerrjee（2015）利用加拿大，法國，德國，意大利，日本，英國，美國七個國家經濟危機之后的數據通過面板模型進行實證分析，認為投資主要受到經濟不確定性和對未來經濟發展的信心的影響；李麗莎通過誤差修正模型，市政發現財政支出和外資利用狀況是影響固定資產投資的重要因素，并且認為前者的影響大于后者；許憲春（2013）通過分析改革開放以來固定資產投資對經濟貢獻率的變化闡述了財政政策對固定資產投資增長的正向顯著的影響；許罡（2014）利用上市公司的數據，通過實證分析認為政府補助對企業投資的正向促進作用。陸慶春（2013）從微觀角度探討影響上市公司投資的行為。利用面板數據的隨即效應模型的實證研究，研究結果顯示宏觀不確定性對公司的直接投資有著顯著的抑制效應，對間接投資沒有顯著的影響。張奕琳通過國民經濟統計數據研究，認為固定資產投資的和國民生產總值存在這長期的協整的關系。
上述的文獻在分析中，都是從某一個角度來研究影響固定資產投資的因素，并沒有給出一個全面的影響因素分析。并且都是將全國或者某一個省份的層面進行研究，中國是一個多省份，發展具有區域性特征的國家，以上文獻并沒有分地區研究各個影響因素在不同地區的不同影響程度。因此，本文嘗試建立固定資產投資與多個解釋變量的面板模型，分地區討論影響固定資產投資額的因素，并結合經濟學原理和地方經濟發展得實際情況給出解釋和響應的政策建議。
3研究方法和變量選取
3.1模型設定
面板數據模型的基本表_是：yi，t=c+αi+vt+xi，tβ+εi，t，i=1，…，N，t=1，…，T，其中，y表示被解釋變量， x為K維解釋變量向量， i表示橫截面數據， t表示時間序列數據（在本文中t=2003至2013），β為回歸系數向量；截距項為c+ai+νt。其中c為常數， ai度量個體間的差異， vt度量時間上的差異；隨機誤差項εi，t代表模型中被忽略的隨橫截面和時間而變化的因素的影響。
3.2變量選取
本文分析固定資產投資的影響因素，采用的是全國31個省，自治區和直轄市2003-2013年的相關數據進行分析。選取的變量如下：
（1）固定資產投資額（TZE）。固定資產投資額既是模型中的被解釋變量。由于投資具有慣性，我們將固定資產投資額的滯后一期作為解釋變量。
（2）經濟不確定性（BQDX）。借鑒其他學者的研究，我們采用省份GDP的移動平均標準差衡量經濟的不確定性。
（3）財政支出（CZZC）。我們采用省份的財政支出額衡量財政支出。
（4）經濟增速（DGDP）。這里我們采用2003年為基期，計算出各省份的GDP環比增速作為這一被解釋變量的數值。
以上所有的數據均采用相應的價格指數進行平減得到的實際值。其中固定資產投資采用各地區的固定資產投資價格指數進行調整，省份GDP增速用省份的CPI指數進行平減計算后得到。在進行實證分析時我們均對各個變量進行了取對數處理，各種價格指數均以2003年為基期。此研究的數據均來源于中經網。
4實證分析
4.1模型估計
面板數據的回歸模型有變截距、變系數和不變系數三種形式。我們通過F檢驗進行判斷并得到以下結果：
注：統計量分別根據公式計算得到，括號內的數值為F統計量的臨界值，“***”表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設，Hausman檢驗的P值由Eviews輸出。
根據以上的回歸結果我們對全國以及三個地區均采用變截距固定效應模型。
4.2回歸結果分析
基于以上的分析，我們分別建立全國、東部地區、中部地區和西部地區的回歸函數。被解釋變量是投資額取對數（LNTZE），解釋變量是投資額取對數后的滯后一期（LNTZE（-1））。宏觀經濟不確定性（BQDX）、財政支出（LNCZZC）和經濟增長率（DGDP）的滯后一期（DGDP（-1））這三個解釋變量我們也均進行了取對數處理。我們遵循中國區域經濟意義上對中國個省市的劃分，將全國31個省、直轄市、自治區分為東部地區、西部地區和中部地區。其中東部地區包括：北京、天津、上海、河北、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、遼寧；西部地區包括：重慶、、廣西壯族自治區、四川、貴州、云南，自治區，陜西、甘肅、青海、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區。中部地區包括：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林、黑龍江。他們各自代表的戰略意義分別是：“東部率先發展”，“中部崛起”和“西部大開發戰略”。
按照上述的分析和模型的設定以及地域的劃分，我們分別得到全國，東部地區，西部地區和中部地區四個固定效應變截距模型，相應的回歸結果如下。所有方程的F統計量的p值均接近于零，DW值接近于2，這說明方程總體是顯著的。樣本回歸的擬合程度較高。下表給出了具體的回歸結果。
注：樣本回歸系數上的*代表顯著性水平，其中*表示10%顯著性水平下拒絕原假設，**表示5%顯著性水平拒絕原假設，***表示1%顯著性水平下拒絕原假設。
4.2.1解釋變量的影響路徑
LNTZE（-1）：投資往往具有連續性，特別是固定資產投資，一項大型的固定資產投資不可能是一期完成的，所以當期的投資額往往會受到上一期投資額的影響。此外，投資慣性還體現在微觀企業的投資決策的一致性和宏觀政策的連續性，當一個企業決定進行擴大生產再投資時，可能在很多年份都會進行相應的固定資產投資。國家在進行投資時候往往會根據以往的投資額結合本年的實際經濟運行的狀況來確定當期的投資額，以免經濟發生較大的波動。
BQDQ：宏觀經濟的不確定性被很多學者認為是影響企業固定資產投資的重要因素。企業的決策會受到事前對不確定的估計預期的影響。目前中國處于深化改革的時期，環境中的不確定性因素很多。對于固定資產投資而言，不確定性因素主要包括產品價格的不確定性即市場的不確定性，運行成本的不確定性，利率的不確定性，這種不確定性會通過現金流或者折現率影響企業的固定資產投資。車士義學著認為價格的不確定性會降低企業的預期現金流，根據現金流貼現準則，使得固定資產投資下降；預期利率的變化會導致預期貼現率的變化，進而降低項目的凈現值，從而降低投資。此外根據實物期權理論，各種不確定性會增加企業進行等待的動機，以期未來投資獲得更多的收益，這一理論類似于凱恩斯的流動性偏好理論。陸慶春（2013）通過隨即效應面板模型實證分析也證明了這一理論在中國的客觀性?？傮w而言，當宏觀經濟不確定增加的時候性候，企業會減少固定資產投資；當不確定性降低時，企業便會增加固定資產投資。
LNCZZC：財政支出對于固定資產投資的影響主要從兩個渠道影響固定資產投資。第一，財政支出的一部分直接形成固定資產投資，如基礎建設投資。民生工程等。第二，財政支出的多少往往被視為宏觀經濟政策手段的一個風向標，對私人投資造成一定的影響，一方面政府投資會擠出一部分的私人投資（但是根據郭杰（2010）年的研究表明，這種影響并不顯著）；另一方面財政支出會通過需求對私人部門的投資產生影響。私人投資對需求變動往往表現出敏感性，從而增加私人投資。財政支出對于固定資產投資的影響綜合而言是正向的顯著的。
DGDP：經濟增長和固定資產投資往往被認為是互相促進的關系。固定資產投資既是需求的一部分直接構成當期的GDP，并且在之后的年份形成產出，對GDP的具有長期效應。同時固定資產投資也會受到經濟增速的影響，在經濟景氣的年份，經濟增長迅速的年份需求旺盛，企業的效益增加，會直接促進企業當期的投資。
DGDP（-1）：經濟增長不僅對能促進當期的投資增長，而且會對下一期的投資形成促進作用。因為從微觀層面來看，企業的投資決策會取決于上期的經營狀況。某一期經濟的增長帶來的企業的效益的增加，會在年末或者下年初的利潤表得以反映。當企業在新的年度制定投資決策，往年效益是制定投資決策的重要因素。因此經濟增速的滯后一期會對固定資產投資形成正的促進作用。
4.2.2各地區的回歸結果分析
從全國范圍來看，固定資產投資受到固定資產投資的滯后一期，財政支出，GDP當期增速和GDP滯后一期的顯著的正向影響；受到宏觀經濟不確定性的顯著的負向影響。
我們來比較一下東部地區、西部地區和中部地區的回歸結果：固定資產投資的滯后一期對東部地區、西部地區和中部地區都是顯著的正向影響。其影響程度：西部地區最大，東部地區居中，中部地區影響最小。不確定性對東部地區、西部地區和中部地區都是顯著的負向影響。不確定性對中部地區的影響程度最大，對東部地區的影響程度最小，西部地區居中。在經濟發達的東部地區，而且作為中國經濟重點發展的東部地區，一直都是投資投資者重點的投資對象。而在中國的西部地區經濟發展程度的落后，其受不確定性的影響也比較遲鈍。反而在中國的中部地區，其經濟水平的發展一般，其未來的發展具有很大的不確定性，受經濟的不確定性很大。
財政支出對東部地區、西部地區和中部地區都是顯著的正向影響。財政支出這個變量對三個地區的影響最大的是中部地區，其次是西部地區，最后是東部地區。其中，中部地區的固定資產投資對政府財政支出的依靠程度很大，政府的政策支持對中部地區的影響很大。而西部地區由于地域的限制，政府的財政支出對固定資產的投資的影響效果要小于中部地區。東部地區由于自身的經濟發展和市場化程度較高，故財政支出的效果不顯著。
GDP當期增速對東部地區、西部地區都是顯著的正向影響，而對中部地區的影響卻不顯著。東部地區的影響效果明顯大于西部地區的影響效果，是西部地區的兩倍還多。但由于東部地區的市場化程度較高，明顯的GDP增速會帶來未來的經濟看好，促使投資者增加投資。對于中部地區不顯著的原因，本研究在這里提供一種可能的猜測：由于近年中部地區受國家“中部崛起”的支持力度比較大，財政支出對固定投資的影響遠大于GDP增長的影響。
GDP滯后一期對東部地區、西部地區都是顯著的正向影響，而對中部地區的影響卻不顯著。
東部地區的影響效果明顯劣于西部地區的影響效果。這是因為東部地區的市場化程度更高，經濟較為發達，所以其對市場的反映速度要明顯快于西部地區。
5政策建議
根據本文的分析結果來看，投資慣性、宏觀經濟不確定性、財政支出和經濟增速是影響固定資產投資的主要因素，中國經濟進入新常態后，經濟增速由高速增長調為中高速的增長。這在一定程度上會遏制投資的增速。但是投資作為拉動經濟增長的三駕馬車之一，其對經濟發展的作用仍然是十分重要的，因此保持一定的投資增速對經濟長期健康增長仍是十分必要的。
首先，中國經濟正處在深化改革的時期，宏觀經濟的不確定因素有很多。國內外環境仍然復雜多變，利率的不確定性，價格的不確定性，國際市場的和全球經濟環境仍處在危機后的修復階段和發展方式的轉換階段。宏觀經濟的不確定性會降低企業的投資熱情，不利于經濟的長期增長。在應對宏觀經濟的不確定性上，政府應該堅持政策的連續行和一致性，將經濟的運行控制在一定的區間內，防止經濟大的波動。政府可以在資源環境、金融環境、社會環境、政治環境方面有所作為，降低宏觀經濟的不確定性。此外還可以通過政策制定，引導國家經濟的多元化發展，創新風險分擔機制。
其次，政府財政支出應該側重于提高社會總需求，也就是現在提出的“供給側”改革。固定資產的顯著的正向影響說明政府支出對地區的固定資產投資具有正向的促進作用。根據郭杰（2013）的研究表明，私人投資對于利率的變動并不明顯，而對于需求的變動較為敏感。財政支出對私人投資的促進效應是通過影響需求的路徑來實現。因此政府進行財政支出時應該側重考查其對總需求的貢獻，通過調整政府的財政支出結構和總量來拉動需求。政府的財政支出可以重點放在增加需求的民生工程、養老工程、醫療工程等提高社會需求的方面。
最后，經濟“新常態”下注重提高投資效率改善投資結構。中國的經濟已經進入新常態式的發展階段。以往依靠高速的經濟發展帶動固定資產投資增長的可能性較小。因此我們要將重點轉移到改善投資結構和提高投資效率上來。投資總量固然重要，但是盲目的投資會造成重復建設，誘發信貸擴張、財政赤字、土地財政和產能過剩等弊端，因此在新的投資中應該注意投資量和投資效益投資結構的有機結合。
參考文獻：
[1]R.Banerjee，J.Kearns，MJ.Lombardi， （Why） Is investment weak [J]. Social Science Electronic Publishing， 2015（4）.
[2]婁峰2009年我國固定資產投資效應及其風險分析[J]中國集體經濟，2009（25）.
[3]許媛媛.FDI對廣東省固定資產投資擠出效應研究[D].廣州：華南理工大學出版社，2010.
[4]黃久美不確定性對企業固定資產投資影響的研究[J].軟科學，2010（1）.
[5]王成勇，柯蓉.城鎮固定資產投Y周期與經濟增長的關系研究[J].統計與決策，2005（8）.
[6]齊鷹飛，李東陽.固定資產投資波動對經濟周期波動“放大效應”的實證分析 [J].財政研究，2014（9）.
[7]梁權熙，田存志，詹學斯.宏觀經濟不確定性、融資約束與企業現金持有行為――來自中國上市公司的經驗證據[J].南方經濟，2012（4）.
[8]蔡艷芳，蔣瑜峰.我國固定資產投資現狀研究_基于宏觀層面統計數據的分析[J].現代商貿工業，2012（6）.
固定資產投資綜述范文3
李云婷，女，漢族，碩士研究生，陜西師范大學國際商學院，研究方向：西方經濟學。
摘 要：本文運用空間計量模型，分析中國31個省份的人均消費、人均固定資產投資與人均GDP的關系，通過計算全局的Moran’s I指數和局部的Moran’s I散點圖確定人均消費、人均固定資產投資與經濟增長存在空間相關性，并刻畫了2010年到2015年空間相關性的全局Moran’s I指數，并通過最小二乘法模型、空間滯后模型和空間誤差模型計量模型驗證了人均消費和人均固定資產投資對經濟增長的空間溢出作用。
關鍵詞：人均消費；人均固定資產投資；經濟增長；空間計量；溢出作用
一、引言
中國經濟增長一直是政界和學術界關注的焦點。中國經濟經過30多年的高速增長之后，2012年到2014年開始回落保持在7%左右，2015年可能還達不到7%，中國可能陷入“中等收入陷阱”。為了讓中國跨過“中等收入陷阱”，孔涇源給出了促進經濟增長的建議，其中促進消費和投資是拉動經濟增長的主要動力[1]。王小魯、樊綱、劉鵬在研究中國經濟增長方式轉換和增長可持續性中發現，資本的增長對經濟的增長起著重要作用，且貢獻將進一步提高[2]。劉方認為消費是經濟增長的最終動力，良性促進國民消費對國民經濟的整體運行和功效起著決定性的作用[9]。所以消費和投資是經濟增長的主要動力，本文選取了人均消費和人均固定資產投資來研究消費和投資對經濟增長的影響。
對于經濟增長的研究，很多經濟學家也發現了經濟增長的空間依賴性，但是由于空間問題很復雜沒有專門的技術進行研究，古典經濟學家只考慮了經濟增長的時間效益，而忽視了經濟增長的空間相關性，主要運用最小二乘法模型對經濟增長進行估計，導致了經濟研究結果在很多方面解釋力不強[3]。現在從區域經濟發展看來，地區經濟的輻射效應的確能帶動周邊地區經濟的發展，經濟增長的空間相關性確實存在。薛繼亮利用1995～2012年的省級數據，構建了空間計量模型考察了人口轉變、技術進步和經濟增長之間的關系[4]。吳玉鳴對2000年中國縣域的經濟增長進行研究發現：縣域經濟增長存在著較強的空間集聚知空間依賴性，縣域經濟增長不僅與人力資本、工業化、信息化等因素相關，而且與相鄰縣域的經濟增長存在一定的空間依賴性[8]。綜上所述，本文選取了人均消費與人均固定資產投資對經濟增長進行回歸，應用空間計量的分析方法分析經濟增長的空間依賴關系。
二、文獻綜述
空間模型最早源于地理學，研究地理鄰接之間的相關關系。后來應用于經濟學，逐漸形成一個獨立的學科，即空間經濟學。后來隨著計算機的發展，與空間經濟學融合成空間計量經濟學，空間計量經濟學由美國經濟學家Paelinck在1979年首次提出?？臻g計量經濟學吸收了地理學的思想，并運用運籌學、計算機科學和統計學等知識來處理空間數據，研究區域之間經濟行為在空間相關關系。這正是Tobler地理學第一定律所說：“任何事物之間均相關，而離得近的事物總比離得遠的事物相關性要高?！奔吹貐^之間的經濟行為一般都存在一定程度的空間相關性，包括空間依賴性和空間異質性。其中空間依賴性來源于空間溢出和遺漏變量?，F如今，空間計量經濟學可以研究許多經濟行為的空間依賴關系，李林、丁藝和運用空間計量經濟學研究金融集聚對區域經濟增長的溢出作用[5]；鄭長德和劉帥運用空間計量經濟學研究碳排放與我國經濟增長的空間依賴性[6]；許愛文、魏梅、程文露和王錚運用空間計量經濟學研究信息化和產業空間聚集的相關性等[7]?？傊臻g計量經濟學發展到現在已經是一門相當完善的科學，可以研究現實中的很多空間相關關系。
三、空間相關性檢驗
（一）基于全局莫然指數（Moran’s I）的經濟增長的全局空間自相關檢驗
通過全局莫然指數來分析人均國內生產總值是否存在空間相關性?？臻g相關性是空間計量經濟學的基礎，如果不存在空間相關性，就不需要空間計量模型。全局莫然指數I在（-1，1）之間，大于0表示各地區間為空間正相關，小于0表明空間負相關，等于或接近0表示各地區之間無關聯。首先構建一個空間權重矩陣W，其元素wij表示省份i與j的鄰近關系。本文選擇queen鄰接方式，當i省份和j省份相鄰時，wij等于1；當i省份和j省份不相鄰時，wij等于0。
本文對中國2010年到2014年，5年鑒的人均國內生產總值進行全局莫然指數顯著性檢驗可知：2010年人均國內生產總值的全局莫然指數為0.4488，P值為0.002；2011年全局莫然指數為0.4470，P值為0.001；2012年全局莫然指數為0.4337，P值為0.001；2013年全局莫然指數為0.4231，P值為0.003；2014年全局莫然指數為0.4075，P值為0.001。根據2010年到2014年5年間的人均國內生產總值進行全局莫然指數分析，其全局莫然指數都大于0.40，并且顯著性水平P值都顯著小于0.05，說明中國各省份的經濟增長的確具有空間依賴關系，全局莫然指數為正，表示我國各省份的經濟增長具有空間溢出效應。
（二）基于局部莫然指數（LISA）的區域之空間相關性檢驗
通過對2014年人均國內生產總值的局部莫然指數來檢驗各省份i與其相鄰省份之間的關聯程度。Moran’s I散點圖是局部空間相關性分析的主要方法，正的Ii表示正相關，負值則表示負相關。根據2014年人均國內生產總值的散點圖發現：莫然散點圖將中國31個省份人均國內生產總值劃分為四個象限的集聚模式：第一象限，高高集聚（HH）表示中心省份與鄰近省份的人均國內生產總值都高，包括福建省、遼寧省、浙江省、江蘇省、北京市、上海市和天津市；第二象限，低高集聚（LH），表示中心省份的人均國內生產總值低，而其鄰近省份的人均國內生產總值高，包括河北省、黑龍江省、吉林省、安徽省、江西省和海南??；第三象限，低低集聚（LL），表示中心省份與鄰近省份的人均國內生產總值都低，包括山西省、青海省、甘肅省、河南省、河南省、陜西省、四川省、貴州省、云南省、重慶市、湖北省、廣西壯族自治區、自治區、寧夏回族自治區和新疆維吾爾族自治區；第四象限，高低集聚（HL），表示中心省份人均國內生產總值高，而其鄰近省份人均國內生產總值低，包括廣東省、山東省和。從散點圖可以看出：人均國內生產總值高高聚集和高低聚集的地區主要在北京、上海、天津、浙江、福建、山東、廣東等中國東南沿海的發達地區；低高聚集和低低聚集的主要在云貴川、新疆、、陜西、甘肅等中國中部和西部欠發達地區。
四、人均消費和人均固定資產投資與經濟增長關系的實證分析
（一）指標選取及數據來源
本文選取中國31個省份從2010年到2014年5年的國內生產總值、社會消費品零售總額和固定資產投資總額的年度數據。其中人均國內生產總值（Y）為因變量，人均消費（X1）和人均固定資產投資（X2）為自變量，通過對人均國內生產總值與人均消費和人均固定資產投資建立回歸模型。本文采用的2010年到2014年的數據來自《國家統計局》，國內生產總值、社會消費品零售總額和固定資產投資總額的單位均為億元人民幣，人均國內生產總值、人均消費和人均固定資產投資的單位均為萬元。數據分析運用軟件GeoDa。
（二）模型建立
1.最小二乘法模型回歸
根據不考慮空間經濟關系的傳統經濟增長關系，運用最小二乘法對人均國內生產總值和人均消費與人均固定資產投資建立模型，進行回歸。
Y=-0.3512+1.6998X1+0.5145X2+e（1）R^2=0.7923，P=0.0000
其中：Y代表人均國內生產總值，X1代表人均消費，X2代表人均固定資產投資，e表示隨機誤差。公式（1）表示人均消費每增加1元，人均國內生產總值增加1.6998元；人均固定資產投資每增加1元，人均國內生產總值增加0.5145元。
2.空間滯后模型（SLM）回歸
空間滯后模型主要研究各個變量在一個地區間是否有溢出效應?？紤]到經濟增長的空間相關性，運用空間滯后模型對人均國內生產總值和人均消費與人均固定資產投資建立模型，進行回歸。
Y=-0.7930+0.1651WY+1.5346X1+0.5107X2+e（2）R^2=0.8026，P=0.0000
其中：Y代表人均國內生產總值，X1代表人均消費，X2代表人均固定資產投資，W為n×n的空間權重矩陣，e表示隨機誤差。公式（2）表示人均消費每增加1元，人均國內生產總值增加1.5346元；人均固定資產投資每增加1元，人均國內生產總值增加0.5107元；其他省份的人均國內生產總值每增加1元，本省份的人均國內生產總值增加0.1651元。
3.空間誤差模型（SEA）回歸
空間誤差模型是假設地區之間的相關關系是通過誤差項來完成，因為各個地區所在相對地里空間的不同而存在差異?？紤]到各省份的經濟增長處于不同的地區，運用空間誤差模型對人均國內生產總值和人均消費與人均固定資產投資建立模型，進行回歸。
Y=-0.2204+1.5643X1+0.5648X2+e，e=0.3868WY+ε（3）R^2=0.8127，P=0.0000
其中：Y代表人均國內生產總值，X1代表人均消費，X2代表人均固定資產投資，W為n×n的空間權重矩陣，e和ε表示隨機誤差。公式（3）表示人均消費每增加1元，人均國內生產總值增加1.5643元；人均固定資產投資每增加1元，人均國內生產總值增加0.5648元；其他省份的人均國內生產總值每增加1元，本省份的人均國內生產總值增加0.3868元。
五、結論
本文通過對人均國內生產總值和人均消費與人均固定資產投資分別建立最小二乘法模型、空間滯后模型和空間誤差模型分析，得出以下幾點結論：（1）三個模型中，空間誤差模型的R^2最大，解釋了人均國內生產總值的81.27%，而且Lambda的系數的顯著性水平P=0.06626，小于10%的顯著性水平，說明我國的經濟增長的空間相關性是通過擾動誤差項來影響的，所以運用空間誤差模型分析經濟增長的空間相關性更合適。（2）2010年到2014年人均國內生產總值的全局莫然指數都大于0.40，并且顯著性水平P值都顯著小于0.05，說明中國各省份的經濟增長的確具有空間依賴關系，全局莫然指數為正，表示我國各省份的經濟增長具有空間溢出效應。（3）通過2014年人均國內生產總值的Moran’sI散點圖分析，人均國內生產總值高高聚集和高低聚集的地區主要的中國東南沿海的發達地區；低高聚集和低低聚集的主要是中國中部和西部欠發達地區。
（作者單位：陜西師范大學國際商學院）
參考文獻：
[1] 孔涇源.“中等收入陷阱”的國際背景成因舉證與中國對策[J].改革，2011.
[2] 王小魯，樊綱，劉鵬.中國經濟增長方式轉換和增長可持續性[J].經濟研究，2009.
[3] 方大春.經濟增長要素的空間效應及分解[J].湖南財政經濟學院學報，2015.
[4] 薛繼亮.人口轉變、技術進步和經濟增長來自空間計量模型的驗證[J].工業技術經濟，2014.
[5] 李林，丁藝，.金融集聚對區域經濟增長溢出作用的空間計量分析[J].金融研究，2011.
[6] 鄭長德，劉帥.基于空間計量經濟學的碳排放與經濟增長分析[J].中國人口.資源與環境，2011.
[7] 許愛文，魏梅，程文露，王錚.中國信息化與產業空間聚集的關系研究[J].工業經濟論壇，2015.
固定資產投資綜述范文4
關鍵詞:出口 FDI 儲蓄 投資
一、 引言
國內學者一直有我國經濟發展過分依賴外需從而依賴貿易出口的論點。他們認為，太過依賴外需會導致本國經濟對外部環境的變化比較敏感，外界的變化會引起國內經濟乘數波動。所以他們大多提出擴大內需的政策建議。但在目前中國經濟增長嚴重依賴投資的情況下，忽視外需對投資的影響力是不明智的，本文以投資作為被解釋變量，從內生影響因素和外生影響因素兩個角度進行了數據實證，通過計量得出其影響力大小。
本文的創新之一在于從內生和外生兩個方向考察了投資的影響因素，本文沒有引入收入變量，而是重點考慮了出口對投資的影響，即對投資外生性進行考察。本文另外一個創新點是考慮到中國經濟具有濃重的計劃經濟色彩，因此本文排除了政府投資，考察了在完全市場經濟下各種因素對投資的影響。最后，考慮中國FDI對出口貿易的影響，有研究顯示，FDI產生的出口大約占我國總出口的60%以上。因此本文的模型考慮了FDI對投資的影響。
二、理論模型
本文的理論依托的函數為：Δk=f(Δexp ort,Δsave,ΔFDI)，Δ表示變化率。投資是對資金的需求，資金供給save對投資的影響來自于古典經濟學的供需決定論。在開放經濟下，國外對本國的資金投入也應考慮在內。
根據上面的理論模型，本文的計量模型考慮為下面的式子：
ln(k)=c0+c1ln(exp ort)+c2ln(save)+c3ln(FDI)（1）
其中，k是排除了政府投資的我國固定資產投資月度數據，即所有通過居民和企業來實現的投資。Export表示各月出口額， save為金融機構人民幣儲蓄額月度數據，FDI為外資直接投資月度數據。其中，c1，c2，c3分別表示出口、儲蓄及FDI對固定資產投資的彈性。
這個公式表示的是投資與出口、儲蓄和外國直接投資相關，即投資與外國的產品需求――出口，國內資金供給――儲蓄，國外資金供給――FDI，是相關的。一般而言，外國需求的增加會促進本國的生產，企業會增加投資產品生產以滿足外國需求。所以，隨著外國需求的增加，投資會增加，隨著外國需求的減少，投資會減少。因此，c1理論上是正數。在同樣的情況下，當資金供給增多的時候，獲取資金的成本就會降低，企業就會愿意借貸更多的資金進行固定資產的投資。所以，c2，c3在理論上也是正數。
三、數據及來源
本文選取2004年1月到2010年3月的月度數據進行計量分析，由于某些變量在1月份或者12月份沒有統計數據，因此本文刪除了某些年份中第1月和第12月的數據。這樣本文總計62個月度數據，包括固定資產投資，出口，儲蓄以及FDI。
由于FDI、出口的計量單位是由百萬美元構成，因此本文通過對應時間（2004.01-2010.03）的美元兌人民幣匯率，換算成人民幣計價。本文收集了所有固定資產累計值，以及其中的國有投資部分，通過計算得到本文所使用的完全由市場決定的每月固定資產投資數據。
考慮到在本文研究所涉及的時間期間（2004.01―2010.03）內爆發了影響全球經濟的金融危機（2008.08），本文將2008年8月的統計數據作為分割點，做兩個回歸。相比單個回歸可以更優顯示影響投資因素的特點和變化趨勢。又考慮到宏觀經濟存在粘性（3-5個月），本文將時間分割點定位于2008年12月。簡言之，本文將會分別2004.01-2008.12和2004.01-2010.3兩個時間段的統計數據各做一個回歸。
四、計量結果和分析
1.模型回歸
首先是從兩個時間段，對本文公式（1）進行兩次回歸。結果見表1。需要考慮的是，公式中的經濟邏輯是否存在，即本文公式是否被證明為偽回歸。
兩個時間段的D-W檢驗數值都很小，表明變量之間存在比較強的正自相關性。這說明本文公式所確認的邏輯有可能是偽回歸。因此，需要對兩個時間段回歸后所得的殘差分別進行單位根檢驗（ADF）。
檢驗結果（表2）表明，在顯著性水平為1%時，可以認為兩個時間段的殘差都是平穩的，也即排除本文理論邏輯存在偽回歸的可能性，其存在協整關系。所以對固定資產投資進行估計可以求出長期均衡關系。通過Q檢驗和相應的偏相關調整，得到如下結果（表3）：
觀察計量結果，表3的（1）列與（3）列的變動表明，在金融危機爆發的一年中，在市場和政府（這里指政策，而非直接購買和投資）的共同作用下，出口對投資的作用在下降；國內資金的作用有所上升；而FDI對經濟的刺激作用基本保持不變，這可能是由于全球普遍性的經濟衰退，國際資本流入中國依然不失為理性的選擇。
進一步分析，雖然危機歷時一年左右，但是出口、儲蓄、FDI對固定資產投資總額的影響總體沒變（彈性系數相加值基本不變）。即在政府決策部門針對金融危機做出反應的一年中，各國外因素對投資的影響并沒有總體上的提高。但是，值得注意的是，政府干預市場的行為是不可持續的，因為政府稅收是有限的，如果靠過多的增加貨幣發行則會導致通貨膨脹，從而央行增加貨幣供給的政策也不可持續。在這種情況下，需要重視能對投資產生重大影響的外部因素，即出口和外國直接投資的作用。
五、結論及政策建議
從上面的結論中深入挖掘其經濟意義，本文給出以下政策建議：
鼓勵企業出口。通過本文的實證結論，出口會引起固定資產很大比例的增加，是增加固定資產投資的一個重要引擎。在相當長的時間內，這種規律應該不會改變。所以，我國在這樣的發展路徑下，政策不應該變化太大，在大方向上應一直保持刺激擴大出口的戰略。
第二，鼓勵FDI流入國內。FDI不是投機資金，也不是熱錢，而是投入到我國實體經濟的資金。從刺激內需的角度考慮，FDI投入會通過增加固定資產投資而提高收入，自然而然地也就提高了內需，而不再是一味地依靠政府的政策刺激。
第三，加大對民營及中小企業的資金支持。市場上的資金量對企業的投資有很大影響，增加對民營中小企業資金的供給對增加其投資的作用很大。現階段，我國民營及中小企業融資困難。國有企業的社會義務以及它們與政府的關系，導致資金大量流入其中，但是效率卻不高。如果我國金融政策夠對這些中小企業及有效率的民營企業進行實質性的傾斜，那么我國的固定資產投資必定會大大的增加。同樣，固定資產的增加，會引起收入的增加（投資是收入的函數），進而實現消費的增加。
參考文獻:
［1］童百利.我國出口貿易與GDP的短期和長期關系實證研究.經濟問題探索.2008.01
［2］苗敬毅,劉應宗,方琳.中國固定資產投資實證研究模型綜述.經濟問題.2007.01
［3］王津港,孔凡云.固定投資波動對中國經濟的影響――格蘭杰因果檢驗及沖擊分析.云南財貿學院學報(社會科學版).2005.11
［4］楊召文,劉志杰.改革開放以來我國投資與經濟波動的實證研究.湖南商學院學報.2005.08
［5］李麗莎.對我國經濟增長的實證研究.江蘇航空.2004.02
［6］劉龔,張宗斌.中國對外直接投資和出口關系的實證研究――基于ECM方法.改革與戰略.2007.04
［7］李練軍,占紹文,黃志峰.出口貿易對經濟增長貢獻的實證研究.商業時代.2007.01
［8］余紅娟.我國紡織品出口對經濟增長的實證研究.特區經濟.2007.01
［9］包群,許和道,賴明勇.出口貿易如何促進經濟增長?―基于全要素生產率的實證研究.上海經濟研究.2003.03
［10］賴明勇,陽小曉.出口貿易與內生經濟增長的實證研究.財經理論與實踐.2002.11
固定資產投資綜述范文5
【關鍵詞】FDI；技術溢出；面板數據；制造業
引言
改革開放以來，中國大力引進外商直接投資，引進的FDI從1985年的19.56億美元增長到2014年的1290億美元，中國成為2014年全球最大的FDI接收國。FDI已經成為我國獲取外部資源的主要渠道。FDI的不斷增長給我國的經濟持續增長做出了很大的貢獻，促進了我國產品結構的調整，催生并推動了我國新興產業的快速增長，促進了我國的科學進步與技術創新。
一、文獻綜述
正式開啟對于FDI技術溢出效應研究歷程的是Caves（1974），他將FDI技術溢出機制概括為三個方面：首先，跨國公司強行進入東道國具有較強進入壁壘的行業，遏制了壟斷扭曲，改善了資源配置效率；其次，跨國公司產生的示范效應或不斷增加的競爭壓力，迫使當地企業提高現有資源的使用效率，促進了當地技術效率的提升；最后，跨國公司進入東道國后，競爭、反復模仿或其他原因使技術轉移和擴散速度的不斷加快。Kokko（1994）總結了FDI對東道國企業的技術溢出機制，即示范模仿效應、競爭效應、聯系效應和培訓效應。Blomstrom和Kokko（1998）將FDI產生溢出效應的路徑概括為模仿學習和競爭兩種。由此可見，在FDI技術溢出機制方面，現有研究在具體表述方面大同小異，研究結論基本一致；這也進一步凸顯出FDI技術溢出對于發展中國家和地區的重要性，是其技術進步和生產率提升的主要驅動力之一。FDI技術溢出各種機制相互滲透、相互促進，共同作用，推動了技術的轉移和擴散。
二、模型與數據
根據宏觀經濟學研究的傳統方法，我們從柯布道格拉斯生產函數（KobbDouglas production function）開始，建立研究FDI技術溢出效應的實證模型。原始模型可以表述為：
gipit=Aitinvitαlaboritβ
（1）
其中gipit代表i行業在t年的生產總值，Ait代表i行業在t年的全要素生產率（Total Factor Productivity），invit代表i行業在t年的總資本投入，laborit代表i行業在t年的勞動力投入。在上述變量中，FDI技術溢出通過影響全要素生產率Ait來影響i行業在t年的生產總值。進一步，我們假設：
A=Ceγfdirtio
（2）
其中fdirtio指的是i行業在t年的總資本投入中外資投入所占的比例，e是自然常數，γ是fdirtio的系數，C代表其他影響全要素生產率的因素，我們假設C是常數。
由（1）（2）兩個關系式我們可以得到：
gip=Ceγfdirtioinvαlaborβ
（3）
對（3）式取對數并加入隨機擾動項，可以得到我們的實證研究公式：
ln（gip）=lnC+γfdirtio+αln（inv）+βln（labor）+u
（4）
在模型（4）中，FDI投入比例的系數γ是我們所關心的研究對象。如果γ>0且在統計上顯著，那么就可以說明FDI技術溢出對中國工業產值的增加有積極作用。
三、計量結果及其解釋
我們研究的區間2006―2011年包含了2008年下半年開始的美國次貸危機?？紤]到危機后美國乃至全球經濟低迷對中國FDI的影響，我們把研究區間分為兩個階段，分別為2006―2008年、2009―2011年，基本可以近似于金融危機前和金融危機后。因此，我們一共做三組回歸分析，分別為全樣本、第一階段（20062008）、第二階段（20092011）。針對每組回歸，我們分別使用固定效應（Fixed Effects）模型和隨機效應（Random Effects）模型做估計。
（一）全樣本估計
fdirtio的系數估計值為正且顯著，表明FDI對我國制造業總產值的增加發揮了積極的促進作用。根據固定效應估計結果，FDI占固定資產投資的比例提高1%，將帶來制造業總產值增加0.000428%（注意：FDI比例并沒有做取對數處理）。
inv的系數估計值為正且顯著，表明增大固定資產投資額可以帶來制造業總產值的增加，與事實相符。labor的系數估計值為正且顯著，表明增加勞動力投入可以帶來制造業總產值的增加，與事實相符。
（二）第一階段（20062008）
該階段估計結果與全樣本估計的結果相似，即：FDI占固定資產投資的比例、固定資產投資額和勞動力投入的系數估計值都為正且顯著，說明上述解釋變量都對制造業總產值的增加發揮促進作用。
（三）第二階段（20092011）
與前兩組估計略有不同，在第二階段的估計中，fdirtio的系數明顯減小且并不顯著，這說明在20092011年，FDI對于我國制造業總產值的增加并沒有產生什么明顯的作用。我們可以用以下兩方面的原因來解釋這個現象：第一，2008年末金融危機爆發后，以美國為代表的發達國家經濟陷入低迷，導致對中國的對外投資顯著減少，這點可以從20092011年的FDI數據中得到體現；第二，金融危機后，中國經濟增速快速回落，出口出現負增長，大批農民工返鄉，經濟面臨硬著陸的風險。為了應對這種危局，中國政府于2008年11月推出了進一步擴大內需、促進經濟平穩較快增長的十項措施。初步匡算，實施這十大措施，到2010年底約需投資4萬億元，國內固定資產投資規模的顯著增加，造成制造業發展對FDI的依賴性降低。
在以上兩個因素的共同作用下，2009年開始，在制造業的絕大部分細分行業中，FDI占固定資產投資額的比例降低，因此FDI對制造業總產值的增加起到的作用減弱。因此，估計結果中fdirtio的系數減小并且不顯著與我們的分析相符。
參考文獻：
[1]包群.賴明勇.陽小曉.外商直接投資、吸收能力與經濟增長[M]，上海：上海三聯書店，2006
[2]陳濤濤.白曉晴.外商直接投資的溢出效應：國際經驗的借鑒與啟示[J].國際經濟合作，2004，（9）：1013
固定資產投資綜述范文6
中圖分類號：F061.5 文獻標識碼：A
內容摘要：本文首先通過對技術溢出的文獻綜述，明晰當前國內外對技術溢出問題研究的現狀和特點；然后以內生經濟增長理論為基礎，假設FDI是決定貴州經濟產出的影響因素，借鑒Andrew Levin，Lakshmi K.Raut（1997）的計量思路和模型，從實證出發，考察貴州FDI技術溢出的存在性。結論表明技術溢出效應通過計量檢驗，較為顯著。
關鍵詞：FDI 技術溢出 存在性
文獻綜述
FDI技術溢出效應是否存在，國內外目前是存在爭論的。國外持存在觀點的代表學者有Caves（1974），Globerman（1979），Mansfield & Romeo（1980），Blomstrom（1989），Basant & Fikkert（1996）等。
Caves以澳大利亞為研究對象，發現本土企業的勞動生產率與FDI引進數量呈正比關系，認為FDI能產生溢出效應；Globerman以加拿大為研究對象，同樣認為FDI的技術溢出效應存在；Blomstrom通過對1970-1975年墨西哥的外商子公司生產率水平和本土企業生產率水平進行比較分析，認為FDI進入帶來的競爭加劇推動了本土企業的生產率提高，得出兩者存在趨同趨勢。
國內方面，持存在觀點的有江小涓（2002），她分析了FDI對中國工業增長的重要貢獻，認為FDI的重要作用體現在提供資金來源、改善投資效益、擴大產出、增加利稅、引進先進技術等許多方面；姜瑾和朱桂龍（2007）考察了FDI對中國工業部門本土企業生產率的影響，認為FDI產生了顯著的行業內溢出和前向聯系溢出效應。
國外持不存在觀點的代表學者有Haddad （1993），Perez（1997）和Djankov&Hoekan（2000）等。Haddad對摩洛哥制造業研究認為，FDI對本土企業的勞動生產率沒有很顯著的影響，主要是由于國內外企業技術差距過大阻礙了溢出效應的產生；Perez認為國內外企業技術差距過大很可能導致本土企業難以吸收FDI所帶來的技術，FDI技術溢出效應較小，但他也不否認當技術差距在一個臨界值內，FDI技術溢出效應是存在的；Djankov & Hoekan認為如果本土FDI企業是獨資企業，那么FDI對其本土企業的技術溢出效應在統計上并不顯著。
國內方面，持不存在觀點的有謝富紀（2002），他認為中國雖然在利用FDI的同時引進了國外先進技術和管理經驗，在一定程度和范圍內推動了企業技術進步，但作用效果不明顯；孫文祥（2004）總結了近年來國外學者對跨國公司技術轉移的經驗研究發現，認為跨國公司的FDI對本土企業技術進步的影響不顯著；范承澤等（2008）認為FDI對我國企業自主研發投入具有替代和補充作用，FDI對國內企業自主科技研發的凈影響為負。
總體看，國內外學者對FDI的技術溢出效應是否存在，觀點是不統一的。主要原因可能一是技術溢出評估標準（全要素生產率、專利、產出增長率等）的非唯一性；二是數據收集困難，更細化的數據存在不可得性；三是計量方法本身的約束，如內生性和多重共線性等；四是對FDI技術溢出的認識和研究較為籠統，導致模型構建不妥當。
貴州FDI技術溢出存在性的實證分析
（一）模型構建
依據傳統的柯布-道格拉斯函數
（1）
（1）式中，Y代表產出，L代表勞動要素，K代表資本要素，A代表全要素生產率。以內生經濟增長理論為基礎，假設FDI是決定貴州經濟產出的影響因素，借鑒Andrew Levin、Lakshmi K.Raut（1997）的計量思路和模型，認為FDI通過推動全要素生產率A來促進經濟增長的途徑來自兩個方面：一方面是FDI企業自身生產率的提高，促進全要素生產率A提高，把它定義為FDI進入的直接效應；另一方面是FDI進入通過產生技術溢出，帶動本土企業生產效率的提高，從而推動全要素生產率A提高，把它定義為FDI進入的間接效應或是溢出效應。從而建立FDI技術內生化的技術進步模型如下：
（2）
式（2）中，B為殘余值，代表影響全要素生產率A的其它因素；PER為FDI占全社會固定總投資比例；π為FDI占全社會固定總投資比例的系數，度量FDI的技術溢出效應， π的符號反映FDI技術溢出效應是否存在。若π=0，說明不存在技術溢出效應，式（1）則變為，此時FDI只通過自身生產率提高，來推動全要素生產率A提高，推動產出Y提高，表現僅為FDI的直接效應；若π>0，說明存在正技術溢出效應；若π
將（2）式代入（1）式構建起擴展的柯布-道格拉斯函數的內生經濟增長模型為：
（3）
對式（3）兩邊取自然對數得：
（4）
當x很小時，，則式（4）可改寫為：
（5）
并且由α+β=1，得α=1-β，則式（5）還可改寫為：
（6）
因此得：
（7）
式（7）為本文實證分析的基本計量模型。
（二）數據來源及說明
