一、引言

改革開(kāi)放 30 年以來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)取得了高速的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大近 20 倍，連續(xù) 32年平均以 9.9%的速度增長(zhǎng)。這舉世矚目的成就吸引了眾多學(xué)者的注意，究竟是什么造成我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù) 30 年高速的發(fā)展？近幾年來(lái)，關(guān)于這方面的研究甚多，但至今仍沒(méi)有得到一個(gè)較為一致的結(jié)論。當(dāng)然，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和中國(guó)的開(kāi)放水平以及外資的不斷涌進(jìn)有著緊密的聯(lián)系，這毋庸置疑。然而，F(xiàn)DI 在中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)中扮演了一個(gè)什么樣的角色？FDI 又如何影響經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)？本文試圖通過(guò)構(gòu)建工具變量，利用面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)FDI與哪些因素相關(guān)，并得出相應(yīng)結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)與模型介紹

為了保證數(shù)據(jù)的完整性，我們選取了 1997 年到 2008 年各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，考慮西藏?cái)?shù)據(jù)不全面，舍棄;并將四川重慶合并為一，所以共 29 個(gè)省市的數(shù)據(jù)構(gòu)成我們的面板數(shù)據(jù)。同時(shí)在我國(guó)，外商投資以直接投資為主，所以我們用固定資產(chǎn)投資中外商投資來(lái)代替FDI，又因?yàn)楣潭ㄙY產(chǎn)投資按企業(yè)類型分類較細(xì)，為計(jì)量方便，把個(gè)體、聯(lián)營(yíng)、股份、其他經(jīng)濟(jì)加總為非公有制內(nèi)資經(jīng)濟(jì)，港澳臺(tái)投資經(jīng)濟(jì)和外商投資經(jīng)濟(jì)加總為外商投資經(jīng)濟(jì)。數(shù)據(jù)分別源自中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。各變量數(shù)據(jù)主要描述性特征如表1。

為了檢驗(yàn) FDI 對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文建立如下模型：

（1）

其中是控制變量。

本文中選取兩種方式衡量FDI：一種是FDI占每年固定投資的比例，一種是FDI的增長(zhǎng)率?？紤]其實(shí)際意義，比例反映FDI現(xiàn)有的情況，增長(zhǎng)率反映了FDI進(jìn)入的趨勢(shì);用

兩種方式來(lái)衡量K：一種是資本增長(zhǎng)率，一種是固定投資增長(zhǎng)率，兩者之間相關(guān);用就業(yè)人

數(shù)的增長(zhǎng)率來(lái)衡量employ。為了檢驗(yàn)溢出效應(yīng)，我們使用資本增長(zhǎng)率和FDI占固定資產(chǎn)投資的比例，由于FDI 占比與資本量之間不相關(guān)，在控制資本量不變的情況下，F(xiàn)DI占比的變化對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用就是FDI的溢出效應(yīng)。為了檢驗(yàn)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的總作用，考慮到資本存量存量的衡量并沒(méi)有公認(rèn)的數(shù)據(jù)，使用固定投資的增長(zhǎng)率去代表資產(chǎn)變化趨勢(shì)，并在之后將其分解為內(nèi)資企業(yè)固定投資增長(zhǎng)率和FDI增長(zhǎng)率，從中可以研究FDI的總作用。

對(duì)于產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，用各地區(qū)國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)、非公有制內(nèi)資企業(yè)投資占總投資比

例來(lái)衡量：

（2）

而

（3）

因而利用這些變量和FDI構(gòu)造交叉項(xiàng)。通過(guò)分析交叉項(xiàng)前面的系數(shù)，去探究產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)于FDI溢出效應(yīng)和總作用的影響。同時(shí)考慮到不同地區(qū)開(kāi)放度不同，用進(jìn)出口總額占地區(qū)GDP的比例來(lái)衡量開(kāi)放度。同時(shí)考慮到FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在雙向因果效應(yīng)，在回歸前先進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果判斷是否使用工具變量。在研究FDI的文獻(xiàn)中，一般對(duì)對(duì)其取一階滯后作為工具變量。

考慮FDI的溢出效應(yīng)，實(shí)際計(jì)量模型I如下：

" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （4）

考慮到FDI占比與地區(qū)開(kāi)放度之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性，故模型I中不加入衡量地區(qū)開(kāi)

放度的指標(biāo)。

考慮FDI的總作用，實(shí)際計(jì)量模型II如下：

（5）

其中Nrate， Frate是將固定投資分解開(kāi)，因?yàn)镕rate反映的FDI進(jìn)入趨勢(shì)，與開(kāi)放度

相關(guān)性小，所以可以加入衡量地區(qū)開(kāi)放度的變量。

三、計(jì)量方法與實(shí)證檢驗(yàn)

（一）回歸檢驗(yàn)

1、Hausman檢驗(yàn)

對(duì)于模型I，，II是選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行回歸，我們通過(guò)分析Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，得出對(duì)于模型I，II均應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

2、格蘭杰因果檢驗(yàn)

為了確定 FDI 和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，本文利用格蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger causality test）來(lái)

分析這一問(wèn)題，檢驗(yàn)方法如下：

對(duì)于計(jì)量模型 I 進(jìn)行 Granger 因果分析，構(gòu)造如下模型：

模型III： " （6）

模型IV： "（7）

模型III的零假設(shè)，意味著FDI不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因;

模型IV的零假設(shè)，意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是導(dǎo)致FDI增加的原因。

結(jié)果表明對(duì)于模型III，拒絕的概率超過(guò)90%，對(duì)于模型IV，拒絕的概率超過(guò)95%。

我們對(duì)于計(jì)量模型II進(jìn)行Granger因果分析，構(gòu)造如下模型：

模型V： " （8）

模型VI： （9）

模型V 的零假設(shè)，意味著FDI不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因;

模型VI的零假設(shè)，意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是導(dǎo)致FDI增加的原因。

結(jié)果表明對(duì)于模型V，拒絕的概率超過(guò)99%，對(duì)于模型VI，拒絕的概率超過(guò)99%。

由此我們可以看出FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是相互作用的，F(xiàn)DI的進(jìn)入會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反過(guò)來(lái)也會(huì)吸引FDI的進(jìn)入。他們之間存在雙向因果效應(yīng)，為了解決這一問(wèn)題，我們采用工具變量的方法進(jìn)行回歸。選滯后一期作為工具變量。

3、工具變量回歸的顯著性檢驗(yàn)

考慮到模型I是將Kf，模型II是將frate的作用進(jìn)行分解，所以分別對(duì)模型I模

型II的未分解形式做工具變量回歸顯著性檢驗(yàn)，具體見(jiàn)下式：

（10）

（11）

其中kf， frate是被工具變量，工具變量為滯后一期的kf， frate。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，模型I可以采用工具變量方法進(jìn)行回歸，但是模型II不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，為了可以與模型I進(jìn)行比較，采用滯后一期的內(nèi)生變量進(jìn)行回歸。

（二）回歸結(jié)果與分析

按照上面結(jié)論，我們進(jìn)行回歸，計(jì)量結(jié)果見(jiàn)表2，在各表中我們列出了不用工具變量回歸情況，以作對(duì)比。

計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果表明：

1、在 （1） 中我們?cè)噲D驗(yàn)證資本與勞動(dòng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，在檢驗(yàn)結(jié)果中，資本的增長(zhǎng)率和就業(yè)增長(zhǎng)率在99%的顯著程度下支持其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用的假設(shè)。但在此回歸中較小，所以猜測(cè)還有其他變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有貢獻(xiàn)。

2、在（2）中我們加入衡量FDI占比的工具變量Kf，發(fā)現(xiàn)有所提高，同時(shí)各變量前

系數(shù)均顯著，且資本增長(zhǎng)率和勞動(dòng)力增長(zhǎng)率的系數(shù)變化不大，證明Kf與它們基本不相關(guān)?？疾霮f的系數(shù)，可以得出FDI的溢出效應(yīng)顯著為正的結(jié)論。

3、對(duì)FDI的溢出效應(yīng)進(jìn)行分解，檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)其溢出效應(yīng)的影響。根據(jù)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)有所提高，同時(shí)除了kpkf外系數(shù)均顯著。具體考察系數(shù)，發(fā)現(xiàn)Erate系數(shù)變化較大，表明之前回歸可能高估了勞動(dòng)力對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。比較資本增長(zhǎng)率與就業(yè)增長(zhǎng)率的系數(shù)，得出資本增長(zhǎng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性是就業(yè)增長(zhǎng)近4倍。另外，kckf項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，看出國(guó)有企業(yè)抑制了FDI溢出效應(yīng);kmkf項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明非公有的內(nèi)資企業(yè)對(duì)FDI的溢出效應(yīng)有促進(jìn)作用，其中非公有制的內(nèi)資企業(yè)相比集體企業(yè)更能促進(jìn)FDI的溢出效應(yīng)。

4、在（4）中只加入了交叉項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)其符號(hào)沒(méi)有發(fā)生變化，這從側(cè)面論證了各種所有制企業(yè)對(duì)FDI溢出效應(yīng)的影響方向。但發(fā)現(xiàn)此回歸顯著變小，交叉項(xiàng)系數(shù)變大，認(rèn)為這是由于存在遺漏變量，所以對(duì)其系數(shù)有高估。

5、作為對(duì)比，我們?cè)冢?）中不用工具變量進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)系數(shù)符號(hào)沒(méi)有發(fā)生變化，這為工具變量回歸結(jié)果提供了一個(gè)佐證。

四、結(jié)論

基于中國(guó)的省際面板數(shù)據(jù)，通過(guò)基礎(chǔ)模型的回歸，考察了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)FDI溢

出效應(yīng)和總作用的影響，得到的主要結(jié)論有：

（1）勞動(dòng)力以及資本的增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的貢獻(xiàn)。

（2）國(guó)有企業(yè)具有規(guī)模效應(yīng)，擁有更多的資源，這可以促進(jìn) FDI 的溢出效應(yīng)，但同時(shí)其靈活性較低以及存在委托代理問(wèn)題，這又會(huì)抑制 FDI 的溢出效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示，后一種因素占主要地位。

（3）非公有制內(nèi)資企業(yè)占總固定投資額的比重越大，F(xiàn)DI 的溢出效應(yīng)越顯著。

參考文獻(xiàn)：

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（作者單位：海南大學(xué)）