以下是小编精心整理的《外商直接投资对经济增长论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。【摘要】在中国的改革开放过程的20多年中，中国各级政府通过各种政策的实行吸引了大量的外国直接投资（FDI）。本文选取1985—2009年间我国FDI、GDP的时间序列资料，描绘了外商直接投资和经济增长的运行轨迹，并探讨了外商直接投资对中国经济增长的影响。
外商直接投资对经济增长论文 篇1：
外商直接投资对我国经济增长效应的实证分析
从20世纪80年代以来,外商直接投资(FDI)在我国经济与贸易的发展中起着越来越重要的作用。加入WTO以来，外资以更快速度和更多元化的形式涌入国内，这将对经济增长发挥重要的推动作用。
1.外商直接投资（FDI）对国内生产总值(GDP)影响的实证分析
宏观经济分析表明，经济增长取决于投资需求、消费需求、政府需求和出口需求。投资(特别是固定资产投资)对经济增长的拉动作用十分明显，而且，投资在当年虽然表现为增长的需求效应，但一旦投资形成，在滞后几年中则可以表现为产出的供给效应。外商直接投资作为固定资产投资来源的一个部分，其对经济增长的作用同样具有当年的需求效应和滞后年份的供给效应。
在此，笔者采用我国1985年以来的统计资料（资料来源：2000年—2004年《中国统计年鉴》），对外商直接投资（FDI）与我国经济增长之间的关系进行相关分析、时间序列分析，论证并反映我国外资投资增长与经济增长的内在联系，从而提出一些对解决我国当前的经济问题具有启发意义的建议和意见。
1.1 FDI与GDP的相关分析
为了考察FDI对GDP的影响，我们以FDI作为解释变量，GDP作为被解释变量，采用回归方程进行定量分析，研究两者的相关性。设变量X表示外商直接投资额存量，变量Y表示国内生产总值，现通过2000-2004年 “海关总署”、“国家统计局”的统计数字建立两者之间的经验公式，该回归方程为：
其中方程式下括号内的数字表示各回归系数的t检验值。在此回归方程中，自由度为9，临界值F0.05（1，9）=5.12，而F检验值为8.595，F>F0.05，说明方程式总体线性关系在95%水平下显著成立；临界值t 0.05=2.262,而t检验值为2.9318，t>t0.05,说明变量FDI作为解释变量是显著的；R2 =0.9046说明FDI与GDP之间的拟合优度很高。这一回归方程表明，我国每增加1亿美元的FDI,将可以增加20.71亿美元的GDP，即FDI对GDP的需求效应十分明显。
1.2 FDI与GDP的时间序列分析
在国际资本流动的新形势下，我国仍然在利用外资的总量上处于国际领先的地位。利用外资的主要形式是外商直接投资，它对经济增长主要产生两种效应，即短期的需求拉动效应和长期的供给效应。这里我们以历年国内生产总值作为被解释变量，以外商直接投资FDI(亿美元)为解释变量，从时间序列分析的角度进行经济计量检验(样本区间:1985-2003年，数据表此略)，应用SPSS统计软件进行相关分析，采用多元滞后分布模型进行经济计量检验，此时的回归方程是：
GDP=β1+β2FDI+β3FDI-1+β4FDI-2+β5FDI-3+δ
回归方程中，Y作为我国经济增长率，X作为当期利用的外资，带有下标的-1、-2、-3、的X分别代表前1年、前2年、前3年的外商投资。在这里，当期FDI变量解释的是外商投资在短期的需求拉动效应，而滞后变量解释的是外商投资长期的供给效应。
进行统计分析得到有关OLS估计的结果显示：FDI-1FDI-2、指标的t的显著性概率分别为0.738、0.287 均大于0.05，表示与0没有显著性差异，表明FDI-1、FDI-2不应出现在方程中。其中，常数项和FDI、FDI-3的t的显著性概率分别为0.000、0.003均小于0.05，表示常数项和外资投资增长率的系数与0有显著性差异，因此应当作为解释变量出现在方程中，得到模型1：
GDP=10742.52+51.303FDI+52.811FDI-3
T=4.098；T=3.633
R^2=0 .998；R=0.999；Ad R^2=0.997；F=990.837
上面的经济计量分析从多元滞后分析模型的角度检验了我国利用外资对经济增长的影响程度。从模型1的OLS估计结果来看，由于R^2和Ad R^2的值都很高，说明模型有较好的拟合优度，T值和F值也都达到显著水平，因此模型1成立，在整体上是有效的。模型1显示，FDI每增加1亿美元可以带来当年GDP增长51.303亿人民币。
为了更为深人地了解外商直接投资的需求效应和供给效应，选择外商投资和滞后变量作为解释变量，利用同样的样本数据再利用对数型式的滞后分布模型进行经济计量检验，结果得到模型2：
lnGDP =2.240+0.166llnFDI+0.482lnFDI-3
T=3.703；T=6.489
R^2=0.999；R=0.999；AdR^2=0.998；F=1977.140
在此回归方程中，F（F=1977.140）检验通过，方程的回归效果显著，说明解释变量（外资直接投资）对被解释变量（GDP）的解释程度较高，总体线性成立，同时，回归方程种的决定系数R2=0.999，相关系数R=0.999都很高，说明我国经济增长对外国直接投资有很大的依赖程度。
模型2的经济计量分析统计检验基本符合要求，因此，是有效的。模型2意味着，每增加1%的外商直接投资，可以促进经济增长0.166% 。经济计量检验的结果说明，外商投资对经济增上的需求效应十分明显。从供给效应分析，这里以滞后3年的国际投资近似的替代多元滞后分布模型。从计量分析结果看，外商投资每增加1亿美元可以带来52.811亿人民币的供给效应，或者说，外商直接投资每增加1%可以带来0.482%的供给效应。因此外商直接投资对安徽经济的增长效应十分明显。
上述方程各项参数均通过了显著性检验,调整后的R2达到了0.999,说明整个方程的解释功能较强。从加入滞后变量的上述模型分析中可以看出:滞后一年和两年的FDI对当年的GDP作用不是很明显,这可能是因为FDI进入中国后,通过其所提供的需求拉动对当年GDP做出贡献后，进入了一个初步发展的时期,其供给效应还没有开始发挥作用,所以对下一年的GDP贡献还不是很明显,经过两年的发展,其供给效应开始发挥作用,因此在两年后对GDP做出了较大的贡献,所以滞后三年的FDI系数是相当显著的。同时可以看出,滞后三年的FDI系数超过了当年的FDI系数,可以说明,FDI在三年后对GDP的贡献比其进入当年的贡献要大,由此也可以说明FDI拉动经济增长更依靠的是它所带来的长期的供给效益。
2.FDI增长率与我国经济增长率关系的实证分析
从1985-2004年FDI与GDP的波动周期来看，FDI的增长和GDP的增长趋势呈现了高度的吻合。FDI占我国GDP的比重在逐年提高，可以说FDI对我国国民经济的贡献度逐年提高。在此，笔者采用我国1985年以来外资投资增长与我国经济增长的统计资料（资料来源：2000年—2004年《中国统计年鉴》），对二者之间的关系进行相关分析、回归分析，论证并反映我国外资投资增长与经济增长的内在联系，从而提出一些对解决我国当前的经济问题具有启发意义的建议和意见。
2.1 相关分析
我们以国内生产总值增长率代表经济增长率，根据笔者所查找的样本期从1985年到2003年的统计资料，对我国经济增长变动与外资投资增长变动应用SPSS统计软件进行相关分析，分析结果如下：
得到我国经济增长变动与外资投资增长变动之间的相关系数为 r(G，g)=0.759，相关系数检验的t统计量的显著性概率为0.000，故拒绝零假设，认为经济增长变动与外资投资增长变动之间有显著的相关关系，即外资对我国的经济增长有一定的推动作用，实践中也看到外资在我国的经济发展中所起的作用是有目共睹的。
2.2 回归分析
我们仍然对上表所提供的数据应用SPSS统计软件来进行多元回归分析。将所选变量全部强行进入回归，以经济增长变动为被解释变量，国内生产总值、固定资产投资总额、其中利用外资额、利用外资所占比重和外资投资增长率作为解释变量，样本期从1985年到2003年，此时的回归方程是：
经济增长率（G）=β1+β2国内生产总值+β3固定资产投资总额+β4利用外资额+β5利用外资所占比重+β6外资投资增长率+δ
用SPSS统计软件进行统计分析，可以得到有关OLS估计的结果如下：
表中，国内生产总值、固定资产投资总额、其中利用外资额、利用外资所占比重4个指标的t的显著性概率分别为0.357、0.111、0.145、0.126 均大于0.05，表示与0没有显著性差异，表明国内生产总值、固定资产投资总额、其中利用外资额、利用外资所占比重不应出现在方程中。
表中，常数项和外资投资增长率的t的显著性概率分别为0.013和0.001均小于0.05，表示常数项和外资投资增长率的系数与0有显著性差异，因此应当作为解释变量出现在方程中。
经过统计分析，得到我国经济增长变动与外资投资增长变动关系的回归方程为：
经济增长率（G）=12.540+1.079外资投资增长率（g）
在此回归方程中， F（F=5.482）检验通过，方程的回归效果显著，说明解释变量（外资投资增长率）对被解释变量（经济增长率）的解释程度较高，总体线性成立，同时，回归方程种的决定系数R2=0.696，相关系数R= 0.834都很高，说明我国经济增长对外资增长有很大的依赖程度。
3.结论与建议
从以上的分析可以看出,外商直接投资对于我国经济的高速稳定的发展起了重要的推动作用。但是目前我国在吸引外资的同时也面临着很大的挑战,这一方面表现在国际投资主要流向发达国家和地区,流向发展中国家和地区的投资绝对额虽然上升,但相对比重是下降的。另一方面发展中国家利用外资的竞争十分激烈。针对这些问题,我国如何继续扩大吸引外资,可以从以下几个方面考虑：1、继续扩大吸引外资,弥补国内建设资金；2、提高利用外商直接投资的质量,促进经济增长方式的转变,注重技术水平的变革,产业结构的升级和产业组织的变化,制定适合开放环境的中长期产业和技术发展战略；3、扩大服务业对外开放,利用加入世贸组织的良好契机,加快开放信息、金融、中介等服务行业,为外资提供更广阔的投资空间；4、改革创新招商引资的方式,大胆吸收外资对国内企业实行并购；5、有重点地吸引外商到中西部投资。从以上方面考虑以便正确制定利用外资的战略，有效地引进外资，以促进我国经济取得更大的发展。
（作者单位：东华大学旭日工商管理学院）
作者：廖才安 辛 颖
外商直接投资对经济增长论文 篇2：
外商直接投资对中国经济增长的实证研究
【摘要】 在中国的改革开放过程的20多年中，中国各级政府通过各种政策的实行吸引了大量的外国直接投资（FDI）。本文选取1985—2009年间我国FDI、GDP的时间序列资料，描绘了外商直接投资和经济增长的运行轨迹，并探讨了外商直接投资对中国经济增长的影响。
【关键词】 外商直接投资 国内生产总值 经济增长
一、外商直接投资对中国经济增长实证研究的文献回顾
FDI与经济增长之间的关系在传统的观念里，FDI被认为是最受欢迎的外来资本流动方式，通常认为通过先进技术和管理知识的传播，FDI会给东道国经济带来正的外部性，比如高额的研发支出、规模经济、更好的公司治理、增强竞争、基于知识的资产转移以及促进国内储蓄等（英国经济学家梅尔，1995）。 世界银行（1998）认为FDI可以通过技术转移、挤入国内投资等方式来促进东道国经济的增长，并且如果伴随着以良好的国内政策和更大的对外开放度的话，这些诱导经济增长的因素给东道国所带来的好处会更多。与此同时，经济增长也有利于吸引FDI，美国经济学家德斯卡特和瑞特（2000）认为流入发展中国家的FDI是为了在全球范围内扩张市场以及寻求比在工业化国家投资更高的长期收益率，因此，发展中国家的经济增长率对流入该国的FDI具有显著正向影响。英国经济学家爱德华兹（1991）的研究也表明国内经济基本面与FDI存在很强的相关性，同样资本外逃也与国内经济基本面密切相关（美国经济学家克鲁格曼，1988）。
二、外国直接投资对中国经济增长的实证分析
1、数据的选取
本文选取中国1985—2009年国内生产总值（GDP）和外商直接投资（FDI）的数据《中国统计年鉴》（2010年版）。外商直接投资额以实际利用外资额为准，并以当年的汇率（汇率选取当年汇率的加权平均数）折算成人民币计算。
2、外商直接投资与经济增长的相关关系检验
新古典经济增长模型中，经济的长期增长来源于技术进步和劳动增长，这两个因素都被认为是外生的，外商直接投资对促进产出增长仅仅具有短期效果。随着内生经济增长理论的诞生，经济学家开始研究外商直接投资促进经济长期增长的传导机制。英国经济学家邓宁通过对国际投资分布的研究指出：一个国家吸引外商直接投资量的大小与他的经济发展水平呈正相关。一个地区能否持续吸引外商直接投资，关键在于该地区的经济发展水平、经济发展活力等因素，其中东道国经济增长速度是影响外商直接投资流入的决定性因素。外商直接投资相关的产出外溢，将导致东道国产出收益的增加，有利于东道国国内技术水平的提高和生产力的发展。
上述理论分析表明，理论学派对外商直接投资的增加能够促进经济增长有着共识，而对于经济增长能否引起更多的外商直接投资流入却说法不一。下面从实证角度来分析FDI与GDP是否存在相关关系。
本文选取1985—2009年的FDI和GDP的数据，运用Eviews进行了相关系数分析。从表1中可以得到变量GDP和变量FDI之间的相关系数为0.9345>0.8，故变量GDP与FDI之间高度正相关相关。
3、外商直接投资与经济增长之间的因果关系检验
相关系数说明FDI与GDP之间存在着高度相关关系，但是相关关系不能说明外商直接投资与经济增长两者到底是谁引起谁增长，或者两者互相影响，为了进一步了解两者之间的关系，本文进行了因果关系检验。本文采用Granger的因果关系检验方法。采用1985—2009年数据对GDP与FDI之间的因果关系进行检验，并使用Eviews软件进行统计分析。因果关系模型中的滞后期数取2、3、4。表2给出了Granger因果关系的检验结果。
从表2我们可以观察到：滞后期数取2时，P＝0.17958＞0.05，滞后期数取3时，P＝0.10329＞0.05，接受原假设，因此FDI与GDP不存在着双向的因果关系；而当滞后期数取4时，P＝0.03382＜0.05，拒绝原假设，FDI是GDP的Granger原因，也就是说FDI流入量的增加能引起GDP的增长。但滞后期取2、3、4时，其对应的P值均大于0.05，也就是说GDP不是FDI的Granger原因，GDP的增长不能吸引更多的FDI流入，所以我们可以在相当大的概率程度上认为FDI流入量的增加引起GDP的增长的因果性较强。
结合中国当前实际情况分析，从1982年开始吸收外商直接投资，中国的经济增长经历了一段迅猛发展的时期，1992年GDP增长率甚至达到了141.2%，可以说外商直接投资对中国的经济增长起到了相当大的作用。外商直接投资的主体大多是规模很大的跨国公司，他们在中国进行投资的同时也带来了先进的技术、管理经验，既带动了国内民族工业的发展，也极大地促进了出口。综上可以认为外商直接投资的流入促进了中国的经济增长。当然影响外商直接投资的流入的因素除了经济增长外，政策性因素也是相当重要的。
4、外商直接投资与经济增长的回归分析
上面已经详细地分析了外商直接投资与我国经济增长有着相互推动的作用，它们之间不但存在高度相关关系，而且还存在着因果关系。对1985—2009年外商直接投资和经济增长的数据运用Eviews进行回归分析，假设FDI为X（自变量）；GDP为Y（因变量）。表3就是分析计算结果。
结果说明：其一，显示决定系数R2=0.8733，调整决定系数=0.8666。决定系数代表了回归模型的拟合优度，模型的决定系数很高，拟合了86.66%的原始数据，说明这个模型具有比较好的现实使用效果。其二，检验统计量F=130.9011，检验P=0.0000<0.05，则拒绝零假设：X与Y之间无线性回归关系，接受备择假设：变量X和Y之间具有线性回归关系。这证明，外商直接投资和我国的经济增长确实存在着一元线性回归关系。其三，显示了回归分析中的系数，常数项=5501.315，X的系数即回归系数=26.1437，X的回归系数的t检验值=11.4412，P=0.0000<0.05，即认为回归系数具有显著意义。
可得一元线性回归方程:Y=5501.315+26.1437X，方程的意义：没有外商直接投资时，GDP有5501.315亿元，这说明影响经济增长的因素有很多，外商直接投资对经济增长的作用并不是唯一，还有其他许多因素共同影响我国经济增长。外商直接投资每增加1亿元，我国的GDP就增加26.1437亿元，可以看出外商直接投资对我国经济增长的拉动作用非常巨大，这也是我国政府长期来鼓励外商直接投资、甚至给予很大的政策和税收优惠的原因。
三、结论及政策建议
上面的实证分析表明，外商直接投资对我国经济增长的影响是显著的。两者存在高度相关关系，Granger因果关系检验也验证了外商直接投资与经济增长之间正向的因果关系，即随着外商直接投资流入量的增加，国内生产总值也相应增长。线性回归方程的建立，更好地说明了这一点。FDI的大量涌入，在一定程度上地促进了中国经济诸多方面的发展。从现有情况看，FDI在中国还有很大的发展空间。随着中国市场化程度的提高和经济环境的改善，外商直接投资必然还会在今后较长时间里对中国经济增长继续发挥强大的促进作用。针对此情况，我们可以采取以下措施。
1、把握机遇，大力引进跨国公司地区总部
跨国并购是20世纪90年代以来国际资本流动的主要方式和跨国公司发展壮大、实施全球扩张的重要途径。统计数据显示，自1995年至今，跨国并购的比重逐年提高，已经成为外商直接投资的主要方式。2000年全球直接投资10000亿美元，其中以并购方式进行的有8000亿美元，占总额的80%。然而1999年我国吸引外资总额中跨国并购只有22亿美元，仅占5%。因此我国应积极改进引资方式，以适应跨国公司的全球并购浪潮。我国应充分利用全球产业结构调整机遇，认真学习新加坡的发展经验，提升我国在亚洲产业布局中的地位，利用好中国—东盟自由贸易区的投资转移效应，积极吸引跨国公司地区总部、研究中心向中国转移，使北京或上海等有条件的城市成为世界级跨国公司在亚洲的管理与研发中心。
2、转换政府职能，建立与世界接轨的规范市场及法律体系
首先，要加快政府机构的改革，尽快转换政府职能。转变政府干预经济的方式，清理具有计划经济特征的行政审批制度，清除妨碍市场效率的行政垄断和地方保护主义，为发挥市场机制在资源配置中的基础作用扫清体制性障碍。其次，在未来各国引资竞争日趋激烈的国际环境下，我国应建立和完善与市场开放及贸易投资活动市场化相适应的宏观调控体系，要加大对市场经济秩序的整治力度，优化投资环境，健全法律法规，努力实现公开、公平、公正的市场竞争，推动全国统一市场的形成，以及监督机制的透明化、制度化。形成一套符合国际惯例的市场管理体系，以增强外国投资者的信心。外商投资成本和投资风险将大幅下降，我国对外商投资的吸引力就会增强。
3、培育吸引外商直接投资的配套产业群
波特的国家竞争优势理论认为，一个国家要取得竞争优势的必要条件之一是要有完善的相关和支持产业。同样地，一国要取得FDI的区位优势，也要有配套的相关和支持产业为FDI提供上、下游服务。跨国公司的全球战略要求其在世界范围内选择生产成本最低的生产地点，这就需要东道国有配套产业满足其质量、时间需求。同时我国建立自己的FDI配套产业，可以使国内众多中小企业加入跨国公司的全球生产链，从而更好地融入世界市场，提高竞争能力。
【参考文献】
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[10] 刘学之、徐流美：外国直接投资对中国经济增长贡献的实证分析[J].学术论坛，2005（7）.
作者：陈飞飞
外商直接投资对经济增长论文 篇3：
外商直接投资对广东经济增长贡献的实证分析
［摘 要］本文以广东省为研究对象,借鉴Feder的思路建立内资和外资两部门的模型,收集18年的时间序列数据,运用多元线性回归的方法,实证检验和分析了外商直接投资(FDI)对广东经济增长的贡献。最后得出外商直接投资有力地促进了地区经济增长,并为以后如何更好地利用FDI推进经济增长提出了大体的思路。
［关键词］外商直接投资；FDI；经济增长
［
1 引 论
20世纪80年代以来,外商直接投资(简称FDI)受到发展中国家的广泛青睐。从理论上分析,外商直接投资对东道国或地区经济增长所起的作用可以概括为两大方面：首先就是“双缺口”模型理论(Chenery,1966)中提出的外商直接投资可以弥补受资地的资金缺口和外贸缺口；再就是与其他利用外资的方式相比较,外商直接投资不仅仅注入了资金还带来了先进的技术,全新的理念和高效的管理方法等知识性要素,通过示范、竞争、产业联动、人员流动等机制带动了当地企业的发展,构成所谓的“外溢效应”(Spillover Effect),从而间接地促进了经济增长。值得注意的是FDI的引入不但具有正的促进作用,同时还兼具负的外部性。
广东省作为我国改革开放的试验田,20世纪80年代以来充分利用自身毗邻港澳,先行一步的优势,大力引进外资,发展外向型经济。根据国家商务部公布的资料,截至2008年年底广东省吸引外商直接投资连续20年居全国首位。可以说外资企业的入驻对广东经济持续多年的两位数增长功不可没。但是,随着工业化进程的深入和外资规模的不断扩大,国内外不少学者从引资的挤占效应、产业结构效应、技术垄断效应和成长压制效应指出了外资企业对国内经济的负面作用,对于通过各种优惠大规模引资的做法,对于“以市场换技术”政策的实际效果表示了担忧和质疑。引资大省广东很高的外贸依存度更是引起了人们广泛的关注(2008年次贷危机引发东莞、深圳等地外贸大幅下滑,以此引起严重的经济问题和社会问题)。
上述问题的实质在于明确FDI对于广东经济增长的贡献及其途径,并在此基础上作出合理的调整,尤其是在后WTO时代跨国公司纷纷调整在华投资策略,第二次大规模的国际产业转移浪潮逐渐形成的大背景下,在面临长三角地区异军突起,环渤海地区穷追不舍的严峻态势下,如何利用好外资这一引擎显得尤为重要。为此,需要我们在定性分析的基础上深入量化分析,对过去FDI的增长效应进行检验和分析,以期为下一步决策提供有力的依据。
2 计量模型的建立
本文借鉴菲德模型(Feder,1982)的思路建模。在该模型中,菲德将整个国家的经济划分成出口和非出口两大部门,并分别建立各部门的生产函数来计量出口对一国经济增长的贡献。模型提出以后,得到了广泛的推广和验证。国内学者中,测算了外商直接投资对中国工业部门的外溢效应;汪立鑫、曹江(2000)利用它研究FDI在上海的经济增长效应(本文参考了其总体架构)。在此,本文也沿着这个思路将广东省的经济运行划分为内资部门(H)和外资部门(F)两大块,模型具体推导过程如下。
设外资部门和内资部门的生产方程为：
这里的F,H分别表示外资部门和内资部门创造的GDP；f,h分别表示外资部门和内资部门的生产函数；L,K分别表示劳动和资本的投入量,下标表示部门。将Kf纳入内资部门的生产函数表明外资部门对内资部门具有外溢效应,用Y表示每年GDP的总量,即可得到以下方程：
除了α值以外,各项回归结果较为满意,α为负,t检验值极低,与此同时[SX(]dLf[]Lf[SX)]项前的系数γ却为正,且t检验的显著度很高。这可以在实际经济中得到解释：广东外资部门吸纳了相当份额的有效劳动力,所以将这两个变量一起回归很可能产生共线性的问题,再加上原来内资部门尤其是国有单位堆积了大量的富余劳动力,1996年后大规模的国企改革,大量的职工下岗,导致总职工人数很难与经济增长保持正的稳定的线性关系。为此,将[SX(]dL[]L[SX)]抽掉,将回归方程调整为：
相比第一次回归的结果,新的方程的F值,各变量的t检验值均有明显提高,显著性水平也较高,由r值可知拟合程度也较好。调整后的方程总体上令人满意。
5 结 论
第一,两个方程中γ值均为正且较高。结合前面方程(12)可知外资部门劳动力产出弹性很高。说明外资企业的进入不仅提高了就业水平,而且这些劳动力的投入支撑了广东经济的增长。这也反映了广东省外商直接投资产业明显的劳动密集型特征。
第二,两次回归中β值为正且显著度很高。表明经济的增长与社会固定资产投资密切相关,但该值偏低的现象说明内资部门资本产出弹性不高,内资主要是通过粗放型的资产扩张来推动经济增长的。
第三,两个模型中θ值都较高。根据前面的分析,该值的具体含义就是表示外资部门资本由于较高的生产率所产生的超额边际产品贡献(超额效应)与对内资部门外溢效应所产生的边际贡献之和,也就是说,假定其他条件不变,外资部门和内资部门同时增加一元钱资本投入,那么外资部门带动的GDP的增长比内资部门多出θ元。这反映了外资相对更高的使用效率。为了分解出其中的外溢效应和超额效应,试着将方程(9)进一步合并调整为:ΔY=MHl×ΔL+MHk×ΔK+MHf×ΔKf+σ/(1+σ)×ΔF。遗憾的是我们的统计年鉴中没有将GDP的创造按企业类型细分,也就无法找到ΔF的数据,笔者试图用三资工业企业的总产值代替,但结果很不理想。这需要我们寻找更确切的数据或模型来完成。
第四,较高的θ值说明FDI是推动广东经济增长的重要力量,大力引入FDI的政策效果明显。而θ值两种效应的构成形式,则说明我们要注重引资的外溢效应,这在以前往往被忽视,因此,有必要加强FDI中技术含量的要求,弱化利用外资弥补资金缺口的观念,强化择优引资的意识,引导FDI向技术密集型产业倾斜,增加发达国家大型跨国公司投资的比重,引导港澳台劳动密集型投资企业进行技术改造,提高资本技术密集程度,整体上提高FDI的质量,为地区经济的增长作出更大的贡献。
参考文献：
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［作者简介］尹仁平(1981—),男,湖南长沙人,暨南大学经济学院经济系硕士研究生,研究方向：区域经济、投资经济等。
作者：尹仁平