FDI对浙江经济溢出效应的实证分析毕业论文文献综述任务书开题报告

FDI对浙江经济溢出效应的实证分析【毕业论文+文献综述+任务书+开题报告】 (2021届)毕 业 论 文 题 目 FDI对浙江经济溢出效应的实证分析 学 院 商学院 专 业 经 济 学 班 级 经 济 学 号 学生姓名 指导教师 导师学科 导师职称: 教 务 处 制2021年 5 月 25日 诚 信 声 明 我声明,所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证,除了文中特别加以标注和致谢的地方外,论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果,也不包含为获得或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺,论文中的所有内容均真实、可信。 论文作者签名: 签名日期: 年 月 日授 权 声 明 学校有权保存送交论文的原件,允许论文被查阅和借阅,学校可以公布论文的全部或局部内容,可以影印、缩印或其他复制手段保存论文,学校必须严格按照授权对论文进行处理,不得超越授权对论文进行任意处置。 论文作者签名: 签名日期: 年 月 日摘 要 FDI的快速开展是20世纪90年代以来世界经济中的一大热点,FDI对东道国或地方产生的经济影响,特别是溢出效应,引起了学术界和政府部门的极大关注。本文选取浙江省这个在全国具有举足轻重地位的地区,并对其FDI的溢出效应进行实证分析和研究,具有很强的现实意义和很高的研究价值。 本文探究浙江省是否产生了溢出效应,构建多元线性回归模型,最后在实证分析的根底上,得出结果。结果说明,FDI对浙江省内资企业的溢出效应不太显著。 关键词:外商直接投资,溢出效应,柯布?道格拉斯生产函数 ABSTRACT Since the 1990s, the rapid development of FDI is a major hotspot of the world economy. FDIs economic impact to the host country or the local, particularly spillover effect has aroused theoretical circles and government departments of great concern. This paper selected Zhejiang provinces to study. It has a pivotal position in the country. Its empirical analysis and research the spillover effect of FDI, and it has a strong practical significance and research value. First, this paper starts to study whether foreign direct investment has got technology spillover effect. Finally, empirical analysis based on the result. The results show that, FDI-funded enterprises in Zhejiang spillover effect is not significant Key words: Foreign direct investment,Spillover effects, Cobb-Douglas production function 目 录 摘 要I ABSTRACTII 引 言1 一、相关研究综述2一 溢出效应的经济增长理论2二 实证分析的方法2(三)实证研究的结论3 二、溢出效应模型的建立4(一)溢出模型的构建4(二)溢出模型的检验5 三、FDI对浙江省经济溢出效应的度量7(一)数据的选取及变量解释7(二)实证回归分析9(三)结果11 四、结 论12 参 考 文 献13 致 谢15引 言 作为经济全球化的重要推动力之一,外商直接投资受到了普遍重视,因而,关于外商直接投资(FDI)对浙江省的影响的研究也成为学术界关注的焦点。其中,外商直接投资对浙江经济的溢出效应问题是这一研究领域的重要分支。外商直接投资在为东道国经济的开展提供资金、就业时机以及提高投资效率的同时,由于其在技术、原材料来源、规模经济和销售渠道、产品开发上的先发优势和垄断优势,也给东道国经济开展带来巨大的溢出效应。外商投资的溢出效应,是指外商投资对东道国的经济效率和经济增长或开展能力发生无意识影响的间接作用。外商投资的进入在东道国市场上引入竞争者,迫使国内同类企业采用更为高效的生产技术和管理手段;国内上游或中间产品供应商为满足外资企业对其投入的中间产品的质量和标准要求,也在不断的学习与改革中提高了自己的生产效率;下游企业使用外资企业供应的高质量低本钱中间品效率也获得进一步的提高;外企在职培训提高了本地劳动力的技能同时也迫使本地企业在竞争压力下加强对自有员工的培训,这样也就增加了人力资本的投入并提高其产出水平。 随着经济全球化的开展,FDI的溢出效应已经成为了分享世界技术进步成果、缩小与技术先进国差距的重要途径。改革开放以来,外商直接投资(FDI)一直是浙江省利用外资的主要形式,在以“市场换技术的引资策略指导下,浙江省利用FDI的数量规模不断增长。大量注入的FDI是否提升了我省企业的技术水平?能够让我省在这样一个大环境下充分享受到经济溢出效应的好处吗?于是本文从是否可以缩小浙江与世界先进技术水平的差距的角度来考察其溢出效应。选取这样的一个视角,是遵循以小见大的原那么,实证分析说明FDI对浙江省内资企业的溢出效应不太显著,FDI对于缩小浙江省与世界先进技术水平的差距上的也有一定的作用,却并不明显。 本文尝试着通过模型逐步深入的考察浙江省的溢出效应,将文章内容分为四局部:第一局部相关研究综述,将国内外研究相同课题的学者及其研究成果进行梳理分类,分;第二局部建立溢出效应模型,并尝试着推出研究方案;第三局部对获取的数据进行归纳梳理和对重要数据进行说明;并根据溢出效应模型进行回归分析,得出分析结果;第四局部对得到的结果进行总结,得出结论。一、相关研究综述一溢出效应的经济增长理论 阿罗模型(Arrow,1962)建立的用外部性解释经济增长的模型。他借鉴了卡尔多将技术进步视为由资本积累决定的观点。阿罗假定,技术进步或生产率提高是资本积累的副产品,也就是说,新投资具有溢出效应。阿罗模型的重要性在于,它突破了新古典增长理论的研究框架,提出了第一个内生增长模型,从而促进了新理论的产生。 宇泽弘文(Uzama Hirofumi,1965)提出两部门模型。他通过假定经济中存在一个生产人力资本的教育部门,从而将索洛模型中的外生技术进步内生化。由于人力资本部门的生产函数具有线性的规模收益不变的形式,并且所有投入都可以增加从而不存在任何固定的生产要素,经济将实现平衡增长。 罗默的知识溢出模型,继承了阿罗用技术外部性解释经济增长的研究思路。罗默假定,知识是追逐利润的厂商进行投资决策的产物,知识不同于普通商品之处在于知识具有溢出效应,这使任何厂商所生产的知识都能提高全社会的生产率。正是由于知识溢出的存在,资本的边际生产率才不会因固定生产要素(劳动)的存在而无限降低,据此罗默认为,知识溢出对于解释经济增长是不可缺少的。在解释各国增长率存在的国际差异问题上,罗默认为要解释美国的增长率之所以高于菲律宾的原因,就必须抛弃新古典增长模型中外生技术的假设,要根据两国技术进步率的不同以及技术进步率不同解释存在的增长率差异。知识溢出的存在还造成厂商的私人收益率低于社会收益率,不存在政府干预时厂商用于生产知识的投资将太少,从而使分散经济的竞争性均衡增长率低于社会最优增长率。 卢卡斯的人力资本溢出模型,指出全经济范围内的外部性是由人力资本的溢出效应造成的,这种外部性的大小可以用全社会人力资本的平均水平来衡量。他认为,人力资本的溢出效应可以解释为向他人学习或互相学习,一个拥有较高人力资本的人对他周围的人会产生更多的有利影响,提高周围人的生产率,但他并不因此得到收益。二实证分析的方法 第一种方法是直接在构建的溢出效应的计量模型中添加可能对溢出产生影响的变量,即用劳动生产率或全要素生产率对研究者假设的影响溢出效应的变量进行回归,如人力资本、研发投入等,用变量的系数来反映其对溢出效应的影响。沈坤荣(1999)利用各省的外国直接投资总量与各省的综合要素生产率作横截面的相关分析,得出FDI占国内生产总值的比重每增加1个单位可以带来0.37个单位的综合要素生产率增长的结论。何洁、许罗丹(1999)借鉴Feder1982的计量方法,利用生产函数建立回归方程,得出结论:FDI带来的资本每提高1个百分点,对中国内资工业企业的技术溢出作用(以企业产出增长率衡量)就提高2.3个百分点。 第二种方法是选取一些影响因素作为分组变量,将总样本分成上下不同的两组,根据不同组中反映FDI参与程度的变量前系数的估计值是否显著以及大小比较来判断被研究的因素是否对FDI的溢出效应有影响。姚洋(1998)利用第三次全国工业普查资料,从中随机抽取了12个大类行业中的146704家企业作为样本进行了多因素回归分析后得出结论认为,与国有企业相比国外“三资企业的技术效率要高39%,港澳台“三资企业要高33%;并且在行业中如果国外“三资企业数量的比重每增加一个百分点,每个企业的技术效率就会提高1.1个百分点。(三)实证研究的结论 在理论上,国外学者对FDI存在溢出效应的问题已经得到了普遍的认同。针对不同国家的检验,FDI的溢出效应呈现出不同的结果,既有支持存在正效应的也有支持存在负效应的。 Caves(1974)分别检验了加拿大和澳大利亚的FDI技术溢出效应。他选用两个国家在1966年制造业的行业横截面数据,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。由此他认为,在加拿大和澳大利亚的制造业中存在着FDI的正技术溢出效应。Globerman1979采用加拿大制造业1972年的横截面数据进行的实证研究也得出了相同的结论。 Blomstrom和Persson 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。Blomstrom1986又将研究重点放在技术溢出效应的产生机理上。他选用墨西哥19701975年的行业横截面数据,重点考察了行业竞争和市场份额因素对溢出的影响。结果发现,溢出效应是存在的,但并非是外资进入导致行业内的技术转移增加,而是竞争加剧导致当地企业效率提高。 尽管大量研究说明外商直接投资存在溢出的正效应,但是一些学者却在研究中发现外商直接投资也存在溢出的零效应甚至是负效应。Aitken和Harrison1999选用委内瑞拉制造业19761989年间的企业面板数据,发现在该国全国范围内存在普遍的负溢出效应。与Aitken和Harrison的研究类似,Haddad和Harrison1993曾对摩洛哥制造业19851989年间的企业和行业面板数据进行了考察,也没有发现存在明显的正溢出效应。 Djankov和Hoekan2000分析了捷克制造业1993-1996年间的企业面板数据,发现如果外资份额是由独资企业和合资企业两局部组成,当地企业的生产力水平呈现负溢出效应;而如果外资份额是清一色的独资企业,那么溢出效应在统计上不明显。 Damijan等(2001)对8个转型经济国家(保加利亚、捷克、爱沙尼亚、匈牙利、波兰、罗马尼亚、斯洛伐克和斯洛文尼亚)制造业1994-1998年间的企业面板数据进行了考察,结果发现上述国家的制造业并不存在明显的溢出效应,在深入研究当地企业吸收能力以后,他们发现罗马尼亚存在正溢出效应;捷克和波兰存在负溢出效应;而其他国家那么不存在明显的溢出效应。二、溢出效应模型的建立(一)溢出模型的构建 20世纪30年代美国著名数学家柯布(/.b)和经济学家道格拉斯(/.glas)共同研究了产出与投入的关系,并用数学函数描述了这种关系,得出C?D型生产函数:YAKL 0;0。式中Y为产出,K为资本,L为劳动力;参数和分别为产出对资本和劳动力的弹性;A为技术进步参数。用柯布一道格拉斯生产函数可以计算出某一时刻的技术水平,并由此计算出技术进步对新增产值的奉献;或技术进步对新增劳动生产率的奉献。 为了衡量外商直接投资对内资工业部门的外溢效应,我们可以通过建立一个能测度外资影响的内资部门生产函数来进行。为此,我们在柯布?道格拉斯生产函数的根底上,构建了以下的生产函数模型: (1.1) 在此,表示内资工业部门的增加值,和分别表示内资工业部门的资本和劳动投入,表示技术的中性变化,资本产出弹性和表示劳动的产出弹性,为了能够在模型中表达外商直接投资对内资部门的竞争效应和溢出效应,我们借助于技术系数的变化来表示,假定能够分解为三个局部: (1.2) 和表示外商直接投资的溢出效应和竞争效应带来的变化。将表达外溢效应的技术系数代入原生产函数,我们就得到了能够反映外商直接投资对内资部门外溢效应的生产函数,如下: (1.3) 对该式取对数形式加上随机扰动项,我们就得到了根本的计量模型,其形式如下: (1.4) 方程中各个变量的代表值分别为:为工业增加值;资本和劳动投入分别用职工平均人数表示,溢出效应用外资资产占全部资产的比重,竞争效应用外企工业增加值占全行业工业增加值比例来衡量。(二)溢出模型的检验 1.杜宾?瓦森(Durbin?Watson)检验法 D?W检验是杜宾(J.Durbin)和瓦森/.son于1951年提出的一种检验序列自相关的方法。 杜宾和瓦森针对原假设,即不存在一阶自回归,构造如下统计量: 通过导出了临界值的上限与下限,根据样本容量n和解释变量数目K查D.W.分布表,得到临界值和,然后按照以下准那么计算得到的D.W.值,以判断模型的自相关状态: 假设0D.W.,那么存在正自相关; 假设D.W.,那么不能确定; 假设D.W.4-,那么无自相关; 假设4-D.W.4-,那么不能确定 假设4-D.W.4,那么存在负自相关。 也就是说,当D.W.值在2附近时,模型不存在一阶自相关。 拉格朗日乘数检验克服了D.W.检验的缺陷,适合于高阶序列相关及模型中存在滞后被解释变量的情形。对于模型 如果疑心随机干扰项存在p阶序列相关: 拉格朗日乘数检验就可用来检验如下受约束回归方程: () 如果约束条件为真,那么LM统计量从大样本下自由度为P的渐近分布: LM 其中,n,分别为如下辅助回归的样本容量与可决系数: 为原模型经过普通最小二乘估计的残差项。给定显著性水平,查自由度为p的分布的相应临界值,如果计算的LM统计量的值超过该临界值,那么拒绝约束条件为真的原假设,说明可能存在直到p阶的序列相关性。在实际检验中,可从1阶、2阶逐次向更高阶检验,并用辅助回归式中各前参数的显著性来帮助判断序列相关的阶数。 广义差分法是一类克服序列相关性的有效方法,被广泛地采用。它是将原模型变换为满足普通最小二乘法的差分模型,再进行OLS估计。 如果原模型存在 可以将原模型变换为广义差分模型, 该模型不存在序列相关性的问题。采用普通最小二乘法估计该模型得到的参数估计量,即为原模型参数的无偏、有效的估计量。 尽管在大样本中广义差分法与广义最小二乘法的估计结果相近,但在小样本中,观测值的损失可能会对估计结果有所影响。因此,在广义差分变换中,有时需弥补这一损失。 无论应用广义最小二乘法,还是应用广义差分法,都必须一致不同样本点之间随机干扰项的相关系数。本文运用了科克伦?奥科特迭代法,首先,采用OLS法估计原模型,得到随机干扰项的“近似估计值,以之作为方程的样本观测值,采用OLS法估计该方程,得到,作为随机干扰项的相关系数的第一次估计值。然后,将上述代入式,并对之进行OLS估计,得到。将代回原模型,求出原模型随机干扰项的新的“近似估计值,并以之作为方程的样本观测值,采用OLS法估计该方程,得到,作为随机干扰项的相关系数的第二次估计值。重复上述过程,可得到的屡次迭代值。 关于迭代的次数,可根据具体的问题来定。一般是事先给出一个精度,当相邻两次的的估计值之差小于这一精度时,迭代终止。实践中,有时只要迭代两次,就可得到较满意的结果。三、FDI对浙江省经济溢出效应的度量(一)数据的选取及变量解释 本文选用浙江省内资工业总产出,内资企业资本存量,内资工业劳动力,外企工业就业人数占全行业工业就业人数比例表示溢出效应,外企工业增加值占全行业工业增加值比例来衡量,表示竞争效应。共15个见表1。 对于表1数据局部,需要做出补充说明,为内资工业总产出,用全部工业增加值扣除外资增加值来表示,为内资工业劳动力,用全部工业职工人数减去外资职工人数来表示,(由于个别数据的缺失,对于缺失的数据本文选取了平均职工人数行业工业增加值/行业劳动生产率的公式计算),为内资企业资本存量,用全部工业资产减去三资工业资产来表示,为外企工业就业人数占全行业工业就业人数比例来表示,竞争效应用外企工业增加值占全行业工业增加值比例来衡量。需要说明的是,对于资本存量,由于我国长期以来采用与西方国家不同的国民经济核算体系,因而难以找到西方经济意义上的资本存量。在以往的实证中,往往采用“固定资产净值年平均余额加上“流动资产年平均余额来代表资本存量。然而这一资本变量忽略了除固定资产和流动资产之外的其他形式,尤其是企业的无形资产。而此类资产正是内资与外资质量差异的关键所在,特定的生产技术总是存在于上述某种资产中并通过各种资产的共同运作发挥出来。因此本文采用的是年鉴中提供的资产合计这一指标来代表资本存量,以求更准确地描述内资与外资间的差异性,以及由此产生的外溢效应。另外由于统计数据的困难以及部门引入外资的程度不同,个别数据有缺失,但由于数量极小不会影响总体的预测效果。 由于我国是从1995年开始对外资工业进行分行业的职工人数,所以本文所取的数据时间范围界定在19952021年。所有工业部门的增加值都用当年价格表示。内资工业部门变量数据由整个工业企业相应的变量数据减去三资企业的相应变量数据得到。 表1 1995-2021年浙江省的相关数据年份 (亿元)(亿元)(万人)19991050.365333.81262.16240.168642注:数据来源于?浙江统计公报?和?浙江统计年鉴?(19952021) (二)实证回归分析 首先,回归分析是研究一个变量或一组变量(自变量)的变动对另一个变量或一组变量(因变量)变动之影响程度的一种统计分析方法,它可以根据自变量的固定值来估计或预测因变量的总体平均值。 为了消除可能存在的异方差,内资工业总产出取自然对数,记为LNY;内资企业资本存量取自然对数,记为LNK;内资工业劳动力取自然对数,记为LNL;溢出效应取自然对数,记为LNSPILL;竞争效应取自然对数,记为LNCOM。根据1995-2021年年度的历史数据,结合表1,我们以Y为自变量进行线性回归分析,结果如表2所示。 表2分析浙江省FDI投入对经济溢出效应的简单线性回归分析Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresSample: 1995 2021Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb (-3.41)(3.12) (0.84)(-0.41) (-0.19) R20.967828 20.954960F75.20821 D.W. 0.688022 在0.05显著水平下,LNK、LNL的t统计值大于临界值2.16,检验通过,而LNSPILL、LNCOM没有通过检验,模型整体拟合度一般。通过观察,发现DW值为0.688,据此判断仍然存在序列自相关。 拉格朗日乘数检验克服了D.W.检验的缺陷,适用于高阶序列相关及模型存在滞后被解释变量的情形。 D.W.检验结果说明,在5%的显著性水平下,n15,k5,查表得dL0.69,du1.97,由于D.W.0.688022dL,故存在正自相关。 下面再进行拉格朗日乘数检验。含2阶滞后残差项的辅助回归为: 于是,LM10x0.4263784.26378,该值小于显著性水平为5%,自由度为2的2分布的临界值(2)5.99,由此判断原模型不存在2阶序列相关性。 表3 拉格朗日乘数检验Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb 为了揭示浙江FDI投入与GDP之间真实的内在依存关系,必须消除序列自相关问题。我们采用广义差分法来到达使得模型残差保持序列独立,不具有自相关性。 考虑利用AR模型消除残差序列自相关。经对模型进行一阶至三阶的自相关检验得出,模型存在一阶自相关。因此,对模型引入AR1变量来消除。修正模型如下: 表4关于序列相关性的广义差分法检验Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresSampleadjusted: 1996 2021Included observations: 14 after adjusting endpointsConvergence achieved after 14 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb 利用Eviews对上式进行最小二乘法估计结果如表: 参数检验:经检验,LNSPILL、LNCOM的t检验通过在0.05显著性水平下的临界值2.16,F检验显著通过且显著性较以前大幅提高,方程拟和度很高,到达256.8411,超过前面的模型。DW检验值由原来的0.688022升到2.140881,消除了残差项的序列自相关。(三)结果 R2值为0.993809, 调整后的2 值为0.989940,说明模型拟合程度较高,模型能够充分反映出外资对浙江省工业部门的外溢效应;D.W.值为2.140881,位于du 2.14 4-du区间;F值为390.21073.48;解释变量系数值的t检验通过在0.05显著性水平下的情况下,其绝对值大于2.16,说明模型选取的解释变量影响效果显著。结果显示,代表溢出效应的到达0.257,而代表竞争效应的到达-0.26,FDI的投入虽然产生了微弱的正向溢出效应,但在竞争效应的冲击下,外商直接投资对浙江省经济开展产生的影响并不大。 四、结 论 本文通过构建多元线性回归模型,进行实证分析后发现两个方面的结果,并对此进行归纳分析,总结出以下两点内容。 一方面,外商直接投资的引入对浙江省内资工业部门具有显著的正向溢出效应,具体为溢出效应为0.257个百分点,因此从整体来说,外资在资金、技术和管理、市场销售方面的优势对浙江省内资工业部门的开展产生了溢出效应,但这种效应不显著。这说明在产生的溢出效应的同时,也存在着竞争效应与之相抗衡,这表现在模型中竞争效应为0.26个百分点,这是由于外商投资企业凭借其先进的技术与管理,对同类的内资企业形成排挤,降低内资企业的市场份额。 另一方面,尽管外商直接投资对浙江省内资工业部门产生了正的溢出效应,但其影响力度还比较小,尤其是相对于内资工业部门劳动、资本的产出弹性来说。外资投资占全行业比例每增加1%,其对部门产值的增长将奉献0.257%,而内资部门资本和劳动投入每增长1%,将分别奉献0.38%和0.80%,大于外资奉献力度。 这种现象从经济赶超理论和经济增长最终收敛理论的角度来看,是因为本国技术水平的提高意味着本国技术水平和外国技术之间差距的缩小,进而从外国先进技术的知识资本存量中进一步获得外溢效应来推动经济增长的可能性也变小。浙江省属于经济兴旺地区,外资的较早进入已使该地区内资工业企业无论在技术上还是在管理手段的学习与创新上都已经得到了相当程度的提高,内资企业与外资企业技术与管理等方面差距的缩小,已经使得东部地区外商投资的溢出效应开始变小。所以要进一步充分发挥外商投资的正向外溢效应,有待于引进拥有更加先进的技术水平以及更加有效的管理手段的外资。 经过深入的研究,发现FDI对于缩小浙江省内资企业和世界先进技术水平的差距有一定的正面作用,但并不显著。FDI在我省的技术溢出不显著,主要是因为FDI以追逐利益为目标,与浙江省以市场换取技术存在一个利益交错;独资和控股经营已成为FDI的主要形式,易导致跨国公司在我省形成市场垄断和技术控制,不利于产生溢出效应;内资企业技术能力与所引进FDI的先进水平的差距较大,无法完全吸收FDI带来的好处,导致溢出效应变小,还有可能产生负面影响。 浙江省作为中国的一个经济强省,随着中国参加WTO,浙江经济更深地融入到世界经济的开展之中,这种趋势短期内是不会有太大的变化,因此,扩大FDI规模、提高FDI水平是我省经济在21世纪实现可持续开展的必然选择。参 考 文 献1 沈坤荣、耿强.外商直接投资、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J.中国社会科学,20015:82-93.2 汪周生.行业因素对FDI溢出效应的影响?以浙江省制造业为例J.浙江理工大学学报,2005(4):403-405.4 沈坤荣.1978-1997年中国经济增长因素的实证分析J.经济科学,19994:43-46.5 陈明森.外商投资的技术转移、技术溢出及其结构差异?以福建外商直接投资计量模型分析为例J.国际贸易问题,200510:84-90.6 刘晓成、蒋士成.人力资本对FDI技术溢出影响的理论研究J.科技管理研究,2021(2):163-166.7 居水木.江苏省外商直接投资技术溢出效应研究?工业行业为例J.现代商贸工业,2021(7):11-12.8 张海洋、刘海云.外资溢出效应与竞争效应对中国工业部门的影响J.国际贸易问题,20043:56-98.9 孙雅娜.外商直接投资与中国经济增长?基于技术外溢效应的研究J.经济管理,2021(1):23-77.10 张小蒂、黄先海等.浙江开放型经济的效率增进研究J.浙江大学出版社,2021(1):29-87.11 程惠芳.国际直接投资与开放型内生经济增长J.经济研究,200210:58-73.。12 赖明勇、包群.关于技术溢出与吸收能力的研究综述J.经济学动态,2003(8):56-84.13 徐晓虹.外商直接投资对经济增长的短期和长期效应?浙江1983?2004年时间序列J.经济地理,2007(5):375-379.14 谭俊兰.浙江省科技进步对经济增长奉献的实证研究J.科技信息,2021(17):188-213.15 陈继勇.国际直接投资的新开展与外商对华直接投资研究J.人民出版社.20042:17-23.16 陈晓星.外商直接投资(FDI)的技术溢出效应?基于中国工业部门Panel Data的实证分析J.对外经济贸易大学博士学位论文,2005(2):1-8.17 竺彩华.FDI外部性与中国产业开展J.2021(6):2-19.18 陈涛涛.外商直接投资行业内溢出效应J.经济科学出版社.2004(1):36-44.19 萧政、沈艳.外国直接投资与经济增长的关系及影响J.经济理论与经济管理,20021:11-16.20 陈现玲、周丽.FDI技术溢出效应的实证分析J.财经界(学术),2007(2):61-63.21 马衍军、柳成洋.外国直接投资的溢出效应及其制约因素研究J.当代经济研究,20055:63-66.22 吴晓波、黄娟.技术体制对FDI溢出效应的影响:基于中国制造业的计量分析J.科研管理,2007(5):18-51.23 胡峰、胡靖.外商直接投资的知识溢出实证分析J.国际贸易问题,2006(9):79-83.24 赵英军、王晨辉.外商直接投资对浙江省工业部门外溢效应的实证分析J.浙江学刊,2005(5):165-169.25 Blomstrom , M. and H. 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Hawkins ed. ,Research in International Business and Finance, JPA Press,1979,505. 毕业论文任务书题 目: FDI投入对浙江经济溢出效应的分析 专业班级:经济 一、主要任务与目标 (一)主要任务 按照学校和经济学院的统一要求,完成文献综述、开题报告、外文翻译、毕业论文及其他与毕业论文相关的任务。 (二)主要目标 通过毕业论文的撰写,使学生能运用所学专业理论知识,进行调查研究、搜集资料,培养学生独立分析问题和解决问题的能力。 结合?R&D投入与浙江经济增长关系的实证分析?的研究,在了解浙江经济和R&D投入的根本情况的根底上,运用经济学相关理论分析其原因,得出相应的结论或建议,从而能够为相关部门提供理论或应用方面的参考。 二、主要内容与根本要求 (一)主要内容 本文先用时间序列动态均衡关系分析方法,对浙江省FDI投入与经济增长之间的关系进行实证研究,进行了格兰杰因果检验,以明确FDI投入与浙江经济增长之间的关系。然后,建立了产出模型,推导出劳动、资本和研发投入与经济增长的关系,并计算出FDI投入对经济增长的奉献率。 (二)根本要求 毕业论文必须观点明确、论证有据、结构完整、条理清楚,并能切实反映学生具有从事科研工作的能力。毕业论文应包括题目、中英文摘要、中英文关键词、正文、参考资料详细注明出处和版本等,字数要求10000字。毕业论文须由学生个人独立撰写完成。论文要求紧扣题目,搜集资料充分,能综合运用有关根底理论知识,对具体问题进行全面深入的分析和研究,提出一定的个人见解,有一定的创新之处,所提建议对实际工作改进有参考价值,能独立查阅并正确引用中外文有关文献。要求文字通顺简练,条理层次清晰,思路清楚,书写整齐,图表准确等。 三、方案进度 2021年10月 确定选题,检索文献; 2021年11月 下达任务书; 2021年12月 完成文献综述、开题报告和外文翻译等; 2021年3月上交论文初稿; 2021年4月论文修改和完善; 2021年5月论文定稿; 2021年6月论文辩论; 四、推荐参考文献崔新健著:?外商对华直接投资的决定因素?,中国开展出版社2001年版。陈继勇著?国际直接投资的新开展与外商对华直接投资研究?,人民出版社2004版。王雪标、王志强著?财政政策、金融政策与协整分析?,东北财经大学出版社2001年版。杨先明、赵果庆、张锦、潘小春著:?国际直接投资、技术转移与中国技术开展?,科学出版社2004年版。陈涛涛:?外商直接投资行业内溢出效应?,经济科学出版社2004年版。萧政、沈艳:?外国直接投资与经济增长的关系及影响?,?经济理论与经济管理?2002年第一期。魏后凯:?FDI对中国区域经济增长的影响?,?经济研究?2002年第4期。沈坤荣、耿强:?外商直接投资、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年第5期。张海洋、刘海云:?外资溢出效应与竞争效应对中国工业部门的影响?,?国际贸易问题?2004第3期。沈克华?FDI与我国出口总量及结构、根底设施投入的相关关系分析?,?国际贸易问题?2003年第7期。刘晓鹏:?协整分析与误差修正模型?我国对外贸易与经济增长的实证研究?南开经济研究?2001年第5期。程惠芳:?国际直接投资与开放型内生经济增长?,?经济研究?2002年第10期。国家统计局:?中国统计年鉴?(19902021)沈坤荣:1978-1997年中国经济增长因素的实证分析J.经济科学,19994:43-46.蔡虹,高杰,许晓雯:R&D投资经济效果的实证研究J.科学学研究,2002(2):54-58.金晟.李朝辉、勒向兰:?外商投资对中国经济建设的影响?,?数量经济技术经济研究?1998年第5期。庄宗明等:?我国的适度外商投资规模及其控制?,?财贸经济?1998年第5期。竺彩华 著:?FDI外部性与中国产业开展?。马衍军、柳成洋:?外国直接投资的溢出效应及其制约因素研究?,载?当代经济研究?2005年第5期。马宇:?国民经济增长与利用外资?,载?世纪末的中国经济增长?,经济科学出版社1998年版。