楊水根，周喜輝

（1.中南大學 商學院，湖南 長沙 410083；2.湖南商學院 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410205）

一、問題提出

自錢納里和斯特勞特（1966） 提出“兩缺口模型（Two-gap Model）”以來，外資投入一直備受關注。20 世紀80年代以來，世界經濟從國內區(qū)域經濟向全球經濟轉變，生產的國際化和國際直接投資早已成為推動地區(qū)經濟發(fā)展的重要動力，外商直接投資成為國際間經濟關系的首要因素。自2003年開始，我國外商直接投資（FDI）首次超過美國，此后連續(xù)多年成為發(fā)展中國家排名第一位和全世界排名第二位吸引外資最多的國家?！皵U內需、穩(wěn)增長、調結構、惠民生”是當前我國經濟發(fā)展的重大戰(zhàn)略目標。為實現經濟發(fā)展的二次轉型，我國國民經濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃更是高瞻遠矚地提出“包容性增長”的重大戰(zhàn)略構想。包容性增長（Inclusive Growth）作為一個全新的經濟學概念，盡管目前在國內外受到高度關注和認可，但學術界卻尚未形成統(tǒng)一和公認的定義，更未形成成熟的測量指標體系，不同學者從不同角度對此作了不同的概括和理解。綜述現有研究，包容性增長實質是機會平等的增長，核心是機會平等基礎上的經濟增長，即包容性增長在強調通過高速、可持續(xù)和有質量的經濟增長、不斷創(chuàng)造就業(yè)和其他發(fā)展機會的同時，又強調不斷縮小社會收入差距的不平等，推動社會公平和增長的共享性［1-2］。我們認為：包容性增長是實現社會和諧發(fā)展目標的經濟過程和堅實保障，其訴求應該包含“科學、發(fā)展、平等”等核心要義，其特色和內涵在于對經濟增長方式轉變、產業(yè)結構優(yōu)化以及縮小收入分配差距等三個方面。為方便分析和研究，本文將包容性增長限定于對上述三個方面進行討論，并基于此試圖從FDI對經濟增長、產業(yè)結構以及收入差距等三個方面的分析，來探討FDI對我國“包容性增長”的整體影響，由此為我國這一重大戰(zhàn)略提供可供參考的政策建議。

FDI作為國際資本的主要流動要素，是區(qū)域經濟學的核心問題。已有研究主要集中體現在三個方面：①FDI與經濟增長關系研究。Solow（1956）發(fā)現作為資本形成的一種來源，FDI可以直接影響經濟增長，同時通過改變技術促進經濟的增長；Paul Romer（1990）則強調FDI產生的“外部性”為經濟增長創(chuàng)造了內生變量；Keun Lee（2008）認為在20 世紀末期，FDI、出口與市場化對中國經濟的增長影響力逐漸減弱，而創(chuàng)新和技術的發(fā)展成為經濟增長的主要因素［3］；桑秀國（2002）基于新經濟增長理論的模型實證分析了FDI與經濟增長存在正相關，且中國經濟增長是FDI流入量增長的原因［4］；岳朝龍（2005）、向書堅等（2008）對外商直接投資與中國經濟增長關系進行了多重協(xié)整分析［5-6］；李雪（2010）、王向陽等（2011）運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗論證FDI 對我國經濟增長具有一定的促進作用，但這種作用具有時滯性，是一種長期的趨勢［7-8］；傅元海（2010）指出，本地企業(yè)在FDI的溢出效應下選擇不同的技術進步路徑,對經濟增長績效(用投入產出率度量)會產生不同的影響［9］。②FDI與產業(yè)結構關系研究。Gabor（2002）以羅馬尼亞為例研究了外商直接投資對該國經濟發(fā)展的影響，發(fā)現外商直接投資沒有改變該國的貿易結構，但卻保存和強化了該國的傳統(tǒng)優(yōu)勢產業(yè)；Eva（2005）研究發(fā)現外商直接投資對捷克的產業(yè)結構調整具有促進作用，認為外商直接投資企業(yè)主要通過與東道國經濟的聯(lián)系促進了東道國產業(yè)結構優(yōu)化升級［10］；曹秋菊（2006）、宋維佳（2008）等認為，FDI通過獲取國外資源促進投資國要素資源結構優(yōu)化，通過轉移傳統(tǒng)或“邊際”產業(yè)，促進新興產業(yè)發(fā)展，通過產業(yè)關聯(lián)效應和引進競爭機制，促進產業(yè)整體素質優(yōu)化，與此同時，FDI也會加劇東道國與投資國重合產業(yè)的競爭，而且為投資國的就業(yè)、國際收支平衡等方面帶來負面效應，并因此影響投資國的產業(yè)結構調整進程［11-12］；馬寧（2011）等以實證分析方法論證了外商投資優(yōu)化產業(yè)結構的同時也加大了產業(yè)結構偏差［13］；俞海山等（2011）分析了外商直接投資在我國三大產業(yè)間的分布狀況，研究發(fā)現:總的FDI 促進了我國GDP 增長，其中第二產業(yè)FDI 對我國GDP 增長貢獻最大，第三產業(yè)FDI 貢獻次之，第一產業(yè)FDI 貢獻最?。?4］；高新才等（2011）基于面板數據模型論證了FDI與湖南產業(yè)結構調整，FDI 顯著提高了湖南三次產業(yè)的產值水平，卻未能有效推動湖南產業(yè)結構的優(yōu)化升級［15］。③FDI與收入分配關系研究。Smith Kuznets（1955）提出了經濟發(fā)展與差距變化關系的倒“U” 字形曲線假說；Adelman（1973）、Morris（1973）利用庫茨涅茲的分析方法，發(fā)現在二元經濟結構存在時，外資企業(yè)被引入后分配不均情況更加惡化；Bornal Bhandari（2004）運用美國1982-1997年面板數據，對美國各州收入不平等的影響因素，如宏觀政策和人口特征等進行了分析，結果發(fā)現除了美國東北部外，FDI 流入顯著地減少了其他各州的收入差距；NathanM Jensen（2007）以工具變量作為識別策略，考察了FDI對墨西哥這樣一個中等收入國家收入不平等的影響程度，通過墨西哥1990-2000年數據的實證檢驗，發(fā)現增加FDI 的流入與減少墨西哥32個州的收入不平等高度相關［16］；沈毅?。?008）等認為FDI 通過經濟體初始狀況影響地區(qū)間收入差距，當外資占資本總量很高時，外資的進入會加劇收入的不平等［17］；沈桂龍等（2011）等從不同的角度論證了FDI 與收入分配差距之間沒有必然聯(lián)系［18］；許海平等（2011）認為影響我國城鄉(xiāng)收入差距拉大的是對外貿易開放程度和產業(yè)結構，FDI 對城鄉(xiāng)居民收入差距沒有顯著性影響［19］。

綜上所述，本文認為：①現有FDI 與經濟增長關系的研究更多地集中在兩者直接關系上，而關于FDI通過影響其他經濟變量進而間接影響經濟增長的研究則較少；②因城鄉(xiāng)收入分配、產業(yè)結構優(yōu)化缺乏統(tǒng)一衡量指標，在進行實證模型驗證時，現有研究引入指標由于相對比較混亂，檢驗結果也各異，存在進一步研究的空間。③“包容性增長”是十二五規(guī)劃的重要戰(zhàn)略目標，但在查找和閱讀相關文獻后發(fā)現，關于FDI對我國“包容性增長”影響的文獻很少，基于與時俱進的思想，本文著重探討FDI 對“包容性增長”中經濟增長、產業(yè)結構和城鄉(xiāng)收入差距等三個方面的影響，試圖從新的視角對此有所創(chuàng)新和突破。

二、模型構建

（一）經濟增長模型

凱恩斯經濟理論在二戰(zhàn)后為西方經濟的繁榮作出了重大貢獻，其著名的經濟增長理論是Y=C+I+G+（X-M），其中，Y 為國民收入，C 為消費，I 為投資，G 為政府購買，（X-M）為凈出口，表明國民收入的增加受消費、投資、政府購買、凈出口四個部門的影響。當只考慮兩個部門時，其經濟增長模型變?yōu)椋篩=C+I，即影響經濟增長的因素是消費和投資，如果把消費和投資根據地域不同簡單地劃分為國內消費、投資和國外消費、投資，根據該理論模型，對國外兩要素影響經濟增長的模型可建立為：Y=Exp+FDI，其中，Y 為國民收入，Exp為出口消費，FDI為外商直接投資。具體面板數據模型形式如下：

（二）產業(yè)結構模型

經濟穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展的關鍵在于產業(yè)結構的合理化，而影響產業(yè)結構調整的因素有資源供給結構因素、技術進步因素、國際貿易因素和制度安排因素等，前三者是影響產業(yè)結構調整的顯性因素，制度安排因素為非顯性因素，根據顯性因素對產業(yè)結構的影響，可建立如下模型：U=So+Tec+Ex，其中，U 為產業(yè)結構優(yōu)化指標，So 為資源供給結構指標因素，Tec 為技術指標因素，Ex 為國際貿易因素。FDI 作為國際間經濟關系的首要因素，直接關系到資源供給結構和國際貿易因素的變化，因而可以用FDI代替資源供給結構因素和國際貿易因素對產業(yè)結構的影響。模型經調整變化為：U=FDI+Tec，具體面板數據模型形式如下：

（三）城鄉(xiāng)收入差距模型

經濟基礎和上層建筑的差異以及城鄉(xiāng)市場分割拉大了城鄉(xiāng)經濟的差距。改革開放以來，受現有國民收入分配格局的影響，農民收入基數降低。根據資本的趨利性和經濟的“馬太效應”，FDI會影響市場資源配置，進而影響收入分配，由此可以構建模型：Gap=FDI+GDP，其中，Gap 為城鄉(xiāng)收入差距，FDI 為外商直接投資，GDP 為國民收入，具體面板數據模型形式如下：

三、實證檢驗

（一）變量引入及相關變量解釋

本文共引入了8個相關變量，分別是：國內生產總值Yit、外商直接投資FDIit、對外貿易出口Expit、外商直接投資增長率FDIit、產業(yè)結構優(yōu)化指標Uit、技術指標Tecit、城鄉(xiāng)可支配收入差距Gapit。

我們認為，Uit值越大，產業(yè)結構越趨向優(yōu)化，Uit這一指標相對于前人用的勞動力和進出口變化量等指標來說更直觀。此外，本文擬用技術市場成交金額代替Tecit，這相對以往受教育水平、專利申請數更接近技術在現實中所能創(chuàng)造的價值，更具實際經濟意義，而Gapit= 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平/農村居民人均純收入水平。

（二）樣本選取及數據來源

本文有針對性地選取我國24個省份1991-2010年的統(tǒng)計數據（由于部分省份2011年的數據無法查到，本文僅將數據取到2010年），為讓數據更有代表性，本文分別在東部地區(qū)選取了北京、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西等10個省份，中部地區(qū)選取了山西、內蒙古、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省份，西部地區(qū)選取了四川、云南、陜西、青海、寧夏、新疆6個省份，原始數據均來自中經網統(tǒng)計數據庫和各省份相關年份的《統(tǒng)計年鑒》。

（三）平穩(wěn)性檢驗

對數據進行單位根檢驗前先對數據平減。由于部分樣本數據比較大，先對樣本數據進行取對，細化樣本數據，結果為lnGDPit、lnFDIit、lnExpit、lnTecit、lnUit、Gapit，然后對取對數樣本數據進行單位根檢驗，其檢驗結果見表1。

表1 面板數據單位根檢驗

從表1 檢驗結果看，在5%的顯著水平下，LLC 檢驗、IPS檢驗中統(tǒng)計量的P值均顯著小于0.05，即均拒絕單位根假設，則說明取對數變換后序列l(wèi)nGDPit、lnFDIit、lnExpit、ln-Tecit、lnUit、Gap不存在單位根過程，為平穩(wěn)序列。

（四）協(xié)整檢驗

對上述各相關模型平穩(wěn)性變量進行協(xié)整分析，協(xié)整檢驗的結果見表2。

表2 Johansan面板協(xié)整檢驗結果

續(xù)表2

從表2 結果看，三個模型中解釋變量與被解釋變量之間在1%的顯著水平下，均拒絕原假設而接受備擇假設，即三個模型中解釋變量和被解釋變量存在協(xié)整關系。

（五）模型確定

基于以上對相關變量檢驗的結果，可建立數據模型。本文通過Hausman對面板數據進行檢驗，以確定建立隨機效應模型，抑或是固定效應模型。首先假定應建立隨機效應模型，檢驗結果見表3。

根據表3結果，在5%的顯著水平下，均拒絕原假設，故三個模型均應選擇建立固體效應模型為最佳。同時，通過F檢驗，確定了固定效應模型中以建立個體固定模型最佳。

表3 Hausman檢驗結果

（六）結果分析

1. 經濟增長模型估計結果

綜上所述，先對經濟增長模型進行估計。為了消除原數據序列可能存在的異方差，對各變量取對，經過推導得到個體固定效應模型為：

其中，lnYit表示i 省t年國內生產總值；lnExpit表示i 省t年對外貿易出口額；ln FDIit表示i 省t年外商直接投資金額；αit為個體固定效應；eit為隨機誤差項。對模型進行廣義最小二乘估計得：

基于上述結果，可以得出：外商直接投資和貿易出口額均對我國經濟增長有顯著影響，但相對而言，貿易出口額對GDP增長的影響更大。同時，為進一步研究FDI對我國經濟增長是否存在長期影響，在模型中加入FDI滯后項，構建模型如下：

估計結果見表4。

表4 FDI對我國經濟增長影響效應估計

根據表4 的估計結果，可以得出：外商直接投資對我國經濟增長具有長期效應。由于我國是人口大國，憑借著勞動力豐富的優(yōu)勢，我國引進的外商直接投資多為加工貿易業(yè)，其出口導向傾向較大，是不是可以認為外商直接投資通過影響貿易出口進而間接對我國經濟增長產生影響？針對這一問題，本文進行了更深層次的研究。

假定以貿易投資為被解釋變量，外商直接投資為解釋變量，建立簡單的一元面板模型：

其中，Expit表示i省t年對貿易出口額，FDIit表示i省t年外商直接投資。運用F檢驗法可以確定建立隨機效應模型最佳，廣義最小二乘估計的結果如下：

lnFDIit前的系數為1.142，代表每增加一單位的FDI 投入會拉動貿易出口1.142個單位，說明FDI 可影響我國貿易出口。根據經濟傳遞性和兩模型實證結果可以得出：FDI 可通過促進我國貿易出口進而間接促進經濟的增長。

綜上所述，可以得出本文的第一個結論：FDI 促進了我國經濟增長，且具有長期效應；同時，FDI 可通過促進我國貿易出口進而間接促進經濟增長，由此也可以認為，FDI 可通過影響其他經濟變量進而促進我國經濟增長。

2.產業(yè)結構模型估計結果

基于同樣的分析思路，對產業(yè)結構個體固定效應模型進行估計，具體模型為：

其中，lnUit表示i省t年產業(yè)結構優(yōu)化指標；lnFDIit為i省t年的外商直接投資金額；Tecit為i 省t年技術市場成交金額；αit為固定效應；eit為隨機誤差項。

由于產業(yè)結構調整本身是一個逐步由量變到質變的長期過程，發(fā)生相應的變化需要一定的時效，為更好地反映FDI對產業(yè)結構的影響，本文擬分別研究FDI 滯后項lnFDIit-1、lnFDIit-2、lnFDIit-3、lnFDIit-4、lnFDIit-5、lnFDIit-6、lnFDIit-7、lnFDIit-8、lnFDIit-9對我國產業(yè)結構的影響，將變量依次代入上述模型，可得如表5所示的估計結果。

基于表5結果，發(fā)現DW值有些偏小，其原因可能是樣本數據較少，或者是還有其他重要解釋變量沒有引入模型，這可能對分析FDI對產業(yè)結構“量變”影響有一定的偏差，但卻并不影響FDI對產業(yè)結構“質變”影響性質的分析。從t檢驗和F檢驗的結果可以看出，FDI本期和滯后期對產業(yè)結構的影響都是顯著的，且從每個模型估計的結果看，lnFDI、lnFDIit-1、lnFDIit-2、lnFDIit-3、lnFDIit-4、lnFDIit-5、lnFDIit-6、lnFDIit-7、lnFDIit-8、lnFDIit-9前 系 數 分 別 為0.073、0.082、0.093、0.112、0.139、0.148、0.142、0.104、0.080、0.063，序列先增大后變小，這說明FDI隨著時間的推移對產業(yè)結構的影響是先增大后減小，分析其中的原因，可以認為：一是我國外商投資多集中在我國的第二產業(yè)，且多為制造業(yè)，近年來由于受經濟危機的影響，第三產業(yè)投資增大，因而FDI對產業(yè)結構存在影響；二是產業(yè)結構調整是一個積累持續(xù)的過程，FDI 對產業(yè)結構的影響在短期內反應不明顯，具有長期性；三是FDI存在著技術外溢效應和外在效應，會促進我國技術進步，進而促進產業(yè)結構優(yōu)化，但隨著時間的推移，這種技術外溢效應和外在效應就會消失，因而對產業(yè)結構優(yōu)化又會減小。當然，針對FDI的技術外溢效應可以進行更深層次的分析，以Tec為被解釋變量，FDI為解釋變量，建立簡單的FDI 技術外溢模型，回歸結果為：lnTecit=3.1+0.6465 lnFDIit。綜上所述，可以得出本文的第二個結論：FDI對我國產業(yè)結構變動有“先增后減”的顯著影響，并對我國產業(yè)結構調整具有一定的長遠性和連續(xù)性影響。

表5 FDI對產業(yè)結構影響效應估計

3. 城鄉(xiāng)收入差距模型估計結果

基于同樣的分析思路，最后分析城鄉(xiāng)收入差距模型。因被解釋變量Gapt的樣本數據是比值，數值比較小，而解釋變量FDIt、GDPt-1的樣本數據比較大，所以先對模型取半對數，模型具體為：

其中，Gapit為i省t年城鄉(xiāng)收入差距比值（Gapt=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平/農村居民人均純收入水平）；FDIit為i省t年外商直接投資金額；GDPit-1為i 省t-1年的國內生產總值；αit為固定效應；eit為隨機誤差項。

對模型進行廣義最小二乘估計得：

其中，R2=0.870，DW值=0.485；DW值偏小，存在正自相關。對模型修正得：

從統(tǒng)計檢驗看，模型線性顯著。給定顯著水平α=0.05，通過查表得出，常數項α的t統(tǒng)計值小于臨界值，因此常數項不顯著，其余各解釋變量t 統(tǒng)計量都大于臨界值，故回歸系數均顯著不為零，FDIit、GDPit-1和Gapit-1對Gapt有顯著影響。去除不顯著項，模型估計結果為：

綜合上述檢驗結果可知：①我國城鄉(xiāng)收入差距與上期國內生產總值和城鄉(xiāng)收入差距成正向相關，且受上期城鄉(xiāng)收入差距影響更大，說明我國城鄉(xiāng)收入差距的拉大存在很大的慣性。②lnFDIit的系數符號為負，系數為-0.0576，說明外商直接投資在一定程度上可抑制我國城鄉(xiāng)收入差距，這是因為外商直接投資在中國市場上所創(chuàng)造的GDP，大部分沒有留在中國市場而是流回外商直接投資本國，因而其創(chuàng)造的GDP沒有參與國民收入分配，進而在某種程度上可拉低城鄉(xiāng)收入差距。③根據上文經濟增長模型的分析結果，FDI 促進了我國GDP 的增長，而對城鄉(xiāng)收入差距模型的檢驗表明，上一期GDP 拉大了城鄉(xiāng)收入差距，從這個層面上講，FDI 又拉大了我國城鄉(xiāng)收入的差距。結合上述分析，可以得出本文的第三個結論：FDI 對我國城鄉(xiāng)收入差距存在正反相悖的顯著影響，即在抑制城鄉(xiāng)收入差距的同時，亦有拉大收入差距的可能，但最終合力的大小無法判斷。

四、簡要結論及政策建議

（一）簡要結論

本文分析了FDI 對我國“包容性增長”的影響，基于凱恩斯經濟增長等相關理論分別構建了FDI與經濟增長、產業(yè)結構變動以及城鄉(xiāng)收入差距的理論模型，并基于1991-2010年全國24個省的橫截面數據，進行了相應的實證分析檢驗，得出如下結論：

（1）FDI 促進了我國經濟增長，且具有長期效應；同時，FDI可通過影響其他經濟變量進而促進我國經濟增長。

（2）FDI 對我國產業(yè)結構變動有“先增后減”的顯著影響，并對我國產業(yè)結構調整具有一定的長遠性和連續(xù)性影響。

（3）FDI 對我國城鄉(xiāng)收入差距存在正反相悖的顯著影響，即在抑制城鄉(xiāng)收入差距的同時，亦有拉大收入差距的可能，但最終合力的大小無法判斷。

（二）政策建議

針對上述結論，為更好地利用外商直接投資，推動我國經濟建設，實現“包容性增長”的重大戰(zhàn)略目標，本文提出如下政策建議：

（1）有序擴大外資利用規(guī)模。在經濟全球化的21 世紀，外商直接投資已成為每個國家重要的經濟增長點，我國應該在“包容性增長”的框架下，充分利用本國的比較優(yōu)勢，合理利用本國經濟資源，擴大外資利用規(guī)模，拉動經濟的持續(xù)增長。

（2）加強FDI 傾向引導，推進產業(yè)結構升級。為防止FDI 在各產業(yè)的無序競爭，我國應該加大對外商直接投資領域的管理和引導，把外商直接投資的重點放在促進技術進步和產業(yè)升級，充分發(fā)揮FDI的技術外溢和外在效應，不斷提高我國技術水平和創(chuàng)新能力。

（3）加強FDI 所得引導，縮小城鄉(xiāng)收入差距。外商直接投資雖然在某種程度上可拉低城鄉(xiāng)收入差距，但同時也應考慮讓外商直接投資在中國市場創(chuàng)造的價值留在中國市場，拉動中國市場需求，因而在吸引外商投資承接產業(yè)轉移時，應更多選擇產業(yè)鏈長、技術含量高、并能帶動當地產業(yè)發(fā)展的產業(yè)項目。

（4）加強跨國公司發(fā)展管理?？鐕臼峭馍讨苯油顿Y的主要載體，其經營戰(zhàn)略可能會讓東道國主導產業(yè)和新興工業(yè)部門為外商資本控制，影響經濟結構和產業(yè)結構的合理調整，因此，我國在“包容性增長”中應警惕跨國公司的負面影響，維護好國家主權和經濟安全。

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