劉降斌，蹇　歡，蔡勉希

(哈爾濱商業(yè)大學 金融學院，黑龍江 哈爾濱　150028)

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外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟增長效應分析
——基于東北三省面板數(shù)據(jù)分析

劉降斌，蹇歡，蔡勉希

(哈爾濱商業(yè)大學 金融學院，黑龍江 哈爾濱150028)

摘要：基于我國東北三省2002-2012年的面板數(shù)據(jù)，通過構建一個以勞動力、內(nèi)資和外資為要素的生產(chǎn)模型，在混合回歸、固定效應估計和隨機效應估計的基礎上，運用豪斯曼檢驗選擇了最適合的固定效應估計方法。其研究結果表明：這三要素雖然沒有對地區(qū)經(jīng)濟的增長產(chǎn)生“擠出效應”，但是它們的彈性都大于0小于1；同時這三要素對東北三省經(jīng)濟增長的固定效應存在明顯的差異。

關鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟增長；面板數(shù)據(jù)

改革開放以來，我國實施了許多吸引外商投資的優(yōu)惠政策，外商在華的直接投資迅速增長，外商直接投資也成為推動我國經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，我國成為了世界上吸收外商直接投資規(guī)模最大的國家之一。外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展也成為眾多學者研究的熱點。黨的十八大提出了創(chuàng)新經(jīng)濟驅(qū)動發(fā)展方式，實現(xiàn)經(jīng)濟結構的轉(zhuǎn)型，進一步提高對外開放的程度。而提高對外開放的程度一個重要方面就是加大引進外資的力度，提高外資的利用水平，因此我們更加有必要研究外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的關系。2012年，東北三省吸收外商直接投資總額為323.4億美元，而遼寧省吸收外商直接投資為267.9億美元，約占整個東三省吸收外商投資總額的82.84%；同時期全國的外商直接投資總額為1117.16億美元，東北三省約占全國外商直接投資總額的28.95%，在全國外商直接投資總額中占有較大的份額。[1]2003年，國務院常務會議提出了振興東北老工業(yè)基地的戰(zhàn)略；隨后在2009年8月國務院正式批復《中國圖們江區(qū)域合作開發(fā)規(guī)劃綱要——以長吉圖為開發(fā)開放先導區(qū)》；2012年，國家發(fā)改委印發(fā)了《中國東北地區(qū)面向東北亞區(qū)域開放規(guī)劃綱要》，而這些政策都凸顯了東北地區(qū)經(jīng)濟工作的重點——開發(fā)開放，因此研究東北地區(qū)外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展之間的關系，有助于進一步認清外商直接投資的作用，提高外資的利用水平，對今后在利用外資政策的制定上也會提供有益的借鑒。

一文獻綜述

國外的許多學者一直把外商直接投資和經(jīng)濟增長關系問題作為研究的重要內(nèi)容之一。關于外商直接投資和經(jīng)濟增長之間的關系，許多學者都進行了定性和定量分析，所得出的結論也不盡相同。De Gregorio(1992)[2]在對12個拉美國家36年數(shù)據(jù)分析的基礎上，發(fā)現(xiàn)了不但外商直接投資和經(jīng)濟的發(fā)展正相關，而且外商直接投資比國內(nèi)投資的生產(chǎn)效率要高。De Mello(1999)[3]通過利用經(jīng)濟合作與發(fā)展組織國家和非經(jīng)濟合作與發(fā)展組織國的1970-1990年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了外商直接投資彌補了東道國資本的不足，促進了東道國經(jīng)濟的發(fā)展。Agosin和Mayer(2000)[4]利用亞非拉39個國家1970-1996的面板數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)了外商直接投資對亞洲國家擠入效應顯著，而對拉美國家擠出效應顯著，但是對非洲國家卻沒有顯著的效應。Corg和Greenaway(2004)[5]認為外商直接投資是通過競爭效應、人員的流動、示范效應和產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)這4種途徑實現(xiàn)了對技術的溢出效應。Girma(2005)[6]運用門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)外商直接投資在推動經(jīng)濟的發(fā)展中，人力資本必須要超過最低門檻的限制，這樣才能使得外商直接投資的技術溢出效應得以實現(xiàn)。Ndikumana和Verick(2008)[7]在對非洲38個國家1970-2005年的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對東道國的私人資本投資會產(chǎn)生擠入效應。Halo和Long(2011)[8]在分析中國企業(yè)層面的基礎上，發(fā)現(xiàn)了外商直接投資對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應并不是持續(xù)性的。

國內(nèi)的學者也對外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展進行了大量的研究。沈坤榮和耿強(2001)[9]對我國1987-1998年省級面板數(shù)據(jù)進行了實證分析，指出外國直接投資會促進地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。武健(2002)[10]認為外商直接投資雖然會對經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生促進作用，但是在不同區(qū)域之間促進經(jīng)濟增長的增長率卻會存在明顯的差異。王志鵬(2003)[11]通過對外商直接投資考慮滯后期，在對外商直接投資和社會總投資進行回歸分析的基礎上，發(fā)現(xiàn)外商直接投資在東部地區(qū)擠出效應明顯，在中部地區(qū)擠入效應明顯，在西部地區(qū)不顯著。姚樹潔(2006)[12]認為外商直接投資通過減少了國內(nèi)生產(chǎn)的非效率，提高了生產(chǎn)的技術效應和促進技術進步這兩種途徑促進了經(jīng)濟的發(fā)展。郭志儀和楊曦(2008)[13]通過利用1990-2004年的省際數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資在各地區(qū)經(jīng)濟增長的作用存在明顯的差異。曹裕(2008)[14]通過利用時間序列發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)外商直接投資還沒有和地區(qū)經(jīng)濟的增長形成一種長期穩(wěn)定的均衡關系。楊堅和常遠(2011)[15]通過利用中部地區(qū)1995-2008年的省際面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)雖然外商直接投資對經(jīng)濟增長有拉動作用，但這種拉動作用小且遠小于內(nèi)資對經(jīng)濟的拉動作用。何興強(2014)[16]通過門檻回歸分析，發(fā)現(xiàn)外商直接投資通過技術溢出效應會促進經(jīng)濟的發(fā)展，但溢出效應受到吸收能力門檻的制約。

綜合以上國內(nèi)外的研究文獻，在關于外商直接投資和經(jīng)濟的發(fā)展的關系上我們可以歸納為三種：第一，外商直接投資對經(jīng)濟增長存在著“擠入效應”，即會促進經(jīng)濟的發(fā)展；第二，外商直接投資對經(jīng)濟增長發(fā)展存在著“擠出效應”，即不會促進經(jīng)濟的發(fā)展；第三，外商直接投資和經(jīng)濟增長之間的關系不顯著，即二者之間的相互關系不明顯。而東北三省外商直接投資和經(jīng)濟的發(fā)展之間會有著怎樣的關系呢？這將會是一個有趣的問題。

二模型選擇及變量說明

1.模型的選擇。

本文利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構建一個內(nèi)資、外資和勞動力三要素的生產(chǎn)模型：

lngdpit=α0+α1ilnfdiit+α2ilnfiit+α3ilnpeit+μit

(1)

在模型(1)中，對各個變量做了對數(shù)化處理，gdp表示地區(qū)總產(chǎn)出，fdi表示外商直接投資，fi表示固定資產(chǎn)投資， pe表示勞動力的總投入，α0表示截距項，其中i和t分別表示地區(qū)和時期，μit表示隨機擾動項。由于第一產(chǎn)業(yè)對fdi的利用數(shù)量較少，本文中的各變量都是扣除了第一產(chǎn)業(yè)后作為研究對象。

2.變量的說明和數(shù)據(jù)來源。

本文采用東北三省各個省份的省內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)作為被解釋變量。gdp為地區(qū)總產(chǎn)出，單位為億元，因為fdi對第一產(chǎn)業(yè)的影響較小，本文中的gdp是扣除了第一產(chǎn)業(yè)之后的gdp，同時，為了消除通貨膨脹的影響，本文中的gpd是利用消費者物價指數(shù)消除通貨膨脹因素后的實際gdp。

本文選用外商直接投資(fdi)作為被解釋變量，同時選用固定資產(chǎn)投資總額(fi)和勞動力的投入人數(shù)(pe)作為控制變量。fdi是外商直接投資總額，單位為億元，是扣除了第一產(chǎn)業(yè)后，利用歷年人民幣對美元的年實際平均匯率進行換算，并且利用了消費者物價指數(shù)消除通貨膨脹因素后的fdi。fi是固定資產(chǎn)投資總額，也就是國內(nèi)投資總額，單位為億元，它是在扣除了第一產(chǎn)業(yè)中投入的fi后，利用固定資產(chǎn)投資額價格指數(shù)消除物價因素后的fi。pe為勞動力的投入人數(shù)，單位為萬人，它是扣除第一產(chǎn)業(yè)中勞動力投入人數(shù)后的第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的加總。以上數(shù)據(jù)出自黑龍江、吉林、遼寧的統(tǒng)計年鑒和中國金融統(tǒng)計年鑒并經(jīng)整理后獲得。本文采用stata 12.0行計量分析。

三計量分析

1.估計模型的選擇。

雖然面板數(shù)據(jù)不僅從截面因素進行了考量，而且也從時間序列的因素進行了考量，因此對模型選擇不同的估計模型可能會對模型中的參數(shù)產(chǎn)生較大的偏差，因此要對模型所有參數(shù)在樣本的截面點和時間點是否為相同常數(shù)進行檢驗。面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式：第一是混合估計模型。在時間序列上，不同的個體之間不存在顯著性的差異；從橫截面這個層面上來看，不同個體之間也不具有顯著性的差異，那么就可將面板數(shù)據(jù)混合在一起用普通最小二乘法進行估計。第二是固定效應模型。如果隨機擾動項與某個解釋變量相關，就利用固定效應模型。第三是隨機效應模型。如果隨機擾動項與所有的解釋變量均不相關，就使用隨機效應模型。

首先對模型(1)中分別進行混合回歸、固定效應估計和隨機效應估計，結果如下表所示。

表1　三種估計方式的結果

注：①***、**分別是在1%和5%的置信水平下顯著。②括號內(nèi)的數(shù)字表示估計標準誤差。③F表示擬合優(yōu)度，表示模型的整體有效性。

(1)混合估計模型和固定效應估計模型的選擇。

就混合估計模型來看，是否有必要建立個體估計模型，我們可以通過模型的F檢驗來完成。

為此，我們做出如下的假設：

H0：對于不同的橫截面模型的截F0.01距項相同，即構建混合回歸模型(SSEr)。

H1：對于不同的橫截面模型的截距項不同，即構建固定效應模型(SSEu)。

我們定義F統(tǒng)計量為：

F=[(SSEr—SSEu)/(N—1)]/[SSEu/N*T—N—K]] (2)

其中，SSEr為混合回歸模型的殘差平方和，而SSEu為固定效應回歸模型的殘差平方和，N為面板數(shù)據(jù)中個體的個數(shù)，T為時間的期數(shù)，K為面板數(shù)據(jù)中解釋變量的個數(shù)，在給定確定的顯著性水平α時，F(xiàn)服從自由度為(N—1，N*T—N—K)的F分布。如果FF0.01(N—1，N*T—N—K)=6.60,所以拒絕原假設，即選擇固定效應模型進行分析。

(2)固定效應模型和隨機效應模型的選擇。

對于固定效應模型和隨機效應模型該如何選擇時，我們通常采用豪斯曼檢驗，關于豪斯曼檢驗的假設為：

H0：隨機擾動項和解釋變量無關(隨機效應模型)

H1：隨機擾動項和解釋變量相關(固定效應模型)

通過stata得到了豪斯曼檢驗的結果如下。

表2　豪斯曼檢驗結果

由豪斯曼檢驗的結果我們可以看出，P值為0.0000，所以強烈拒絕原假設H0：隨機擾動項和解釋變量無關(隨機效應模型)，認為應該使用固定效應模型。

2.模型回歸結果及解釋。

利用stata 12.0對模型(1)進行固定效應的回歸，估計結果如下。

表3　固定效應估計結果

其中：組內(nèi)、組間、總體的擬合優(yōu)度分別為0.9904、0.9520、0.9689，F(xiàn)值為53.22，其概率值為0.0000

從以上解釋結果，不論是從組內(nèi)、組間還是總體的擬合優(yōu)度上來看，模型的擬合優(yōu)度都很高，同時我們可以看出，每個變量在概率為0.05條件下都是顯著的，從方程的F值來看，模型整體上是顯著的。同時，三個省的固定效應的值都不相同。

fdi的回歸系數(shù)為0.1048，同時通過了概率為0.05的顯著性檢驗，可見fdi對東北三省的經(jīng)濟增長起到了正的促進作用。用邊際的概念，我們可以這樣解釋：即每多投入1單位fdi，東北三省的經(jīng)濟就會增長0.1048，彈性系數(shù)不高。雖然fdi并沒有對經(jīng)濟的增長產(chǎn)生“擠出效應”，但是對經(jīng)濟增長的配置效率卻很低。筆者認為，fdi在東北地區(qū)對第一產(chǎn)業(yè)的投入很少，這與東北地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)達的社會現(xiàn)實有一定的沖突；雖然東北地區(qū)一直在加大對fdi的引進力度，但是卻忽視了對fdi的利用質(zhì)量，導致fdi對地區(qū)經(jīng)濟的增長的技術進步效應并不顯著，fdi對經(jīng)濟的促進作用并不是靠先進的技術和管理經(jīng)驗來實現(xiàn)經(jīng)濟的優(yōu)質(zhì)增長，而是充分利用中國的“人口紅利”，通過轉(zhuǎn)移一些低端的制造業(yè)和一些低端的勞動密集型行業(yè)來實現(xiàn)經(jīng)濟的增長，這樣就會造成fdi雖然促進了地區(qū)經(jīng)濟的增長，但是在促進經(jīng)濟增長的效率方面卻十分低下。

fi的回歸系數(shù)為0.4364，同時也通過了概率為0.05的顯著性檢驗，可見fi也對東北三省的經(jīng)濟增長起到了正的促進作用。用邊際的概念，我們可以這樣解釋：即每多投入1單位fi，東北三省的經(jīng)濟就會增長0.4364，彈性系數(shù)較fdi高但是也比較低。fi對經(jīng)濟的增長雖然沒有產(chǎn)生“擠出效應”，但是對經(jīng)濟增長的配置效率較低。筆者認為，首先與中國實行的宏觀經(jīng)濟政策有關，中國最近十年以來，一直實行寬松的貨幣政策，導致廣義貨幣M2一路走高，加上2007年的金融危機后，政府為了促進經(jīng)濟的發(fā)展，加大了投資力度，這樣勢必造成產(chǎn)能過剩，導致低水平重復建設的現(xiàn)象屢出不斷，就會造成固定資產(chǎn)投資的配置效率低下；同時我國固定資產(chǎn)投資體制不健全，對固定資產(chǎn)投資主體不能明確確定，對固定資產(chǎn)投資的項目缺少有效的監(jiān)督，地方政府官員為了追求自身的政績，盲目的加大對固定資產(chǎn)投資，這些原因必然會造成固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的配置效率低下。

pe的回歸系數(shù)為0.4790，同時也通過了概率為0.05的顯著性檢驗，可見pe對東北三省的經(jīng)濟增長起到了正的促進作用。用邊際的概念，我們可以這樣理解：即每多投入1單位勞動力，東北三省的經(jīng)濟就會增長0.4790，彈性系數(shù)是三者中最大的但仍然比較低。雖然pe沒有對經(jīng)濟的增長產(chǎn)生“擠出效應”，但是對經(jīng)濟的增長配置效率卻比較低。筆者認為，東北三省的高等教育并不是十分發(fā)達，教育對經(jīng)濟的推動作用還沒有凸顯；東北三省人才外流現(xiàn)象比較嚴重，特別是高精尖類的人才很多都流入了南方比較發(fā)達的城市；東北三省地理位置的區(qū)位優(yōu)勢并不顯著，導致對優(yōu)秀人才的吸引力并不夠；東北地區(qū)城市化的進程比較緩慢，導致了農(nóng)村富余的勞動力不能有效地向城市轉(zhuǎn)移，這些原因?qū)е铝藮|北三省勞動力對經(jīng)濟的推動作用效率低下。

四結論與建議

本文通過構建一個外資、內(nèi)資和勞動力三要素為投入量對數(shù)化的投入產(chǎn)出模型，利用了2002-2012年東北三省在扣除第一產(chǎn)業(yè)后的面板數(shù)據(jù)，在進行實證分析的基礎上，我們得到了外商直接投資對東北三省的經(jīng)濟增長起到了正的推動作用，但是它對經(jīng)濟增長的邊際產(chǎn)出卻十分低，即對經(jīng)濟增長的配置效率低下。同時，固定資產(chǎn)投資和勞動力都對經(jīng)濟的增長起到了正的促進作用，但是對經(jīng)濟增長的配置效率卻十分低。

筆者認為，東北地區(qū)不僅要加大引進外資的力度，同時更應該重視外商直接投資的效率和質(zhì)量，要避免將外商直接投資引進到那種高能耗、高污染和重復建設的項目，要逐步將外商直接投資引進到那些高新技術行業(yè)，利用外國先進的技術實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化和升級；同時要盡可能地將外商直接投資引入到那些投入周期長、收益見效慢的行業(yè)，以彌補國內(nèi)資本不愿投入這一行業(yè)資金不足的問題。另外要重視內(nèi)資在經(jīng)濟發(fā)展中的作用，完善固定資產(chǎn)投資規(guī)范性法律文件的建設，提高固定資產(chǎn)的投資效率；重視人才在經(jīng)濟發(fā)展中的作用，一方面要加大對高等教育的投入力度，加強人才的培養(yǎng)，同時積極引進人才。只有內(nèi)資、外資和人才的共同作用，才能更好地促進地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。

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Class No.:F061.5Document Mark：A

(責任編輯：鄭英玲)

馬云纏，碩士，安徽財經(jīng)大學。研究方向：國際貿(mào)易學。

袁宏俊，副教授，碩士生導師，安徽財經(jīng)大學。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟學。

On Relationship Between Regional Economic Growth and Foreign Direct Investment

Liu Xiangbin,Jian Huan,Cai Mianxi

(School of Economics and Finance, Harbin University of Commerce, Harbin, Heilongjiang 150028，China)

Abstract：Based on the three provinces in northeast China from 2002 to 2012 panel data, we established a production model with the factors of labor, domestic and foreign capital . With the mixed regression and the fixed effects and the random effects estimate, we find out the most suitable method for estimating fixed effects on the basis of Hausman Test . The results showed that although there is no "crowding out" in the regional economic growth, but their elasticity is more than 0 and at the same time less than 1; The three production factors have different impact on the regional economic growth of the three provinces in northeast China.

Key words：foreign direct investment; economic growth; panel data

作者簡介：吳慶鵬，碩士，安徽財經(jīng)大學。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟學。

中圖分類號：F061.5

文獻標識碼：A

文章編號：1672-6758(2015)12-0061-4

基金項目：教育部人文社會科學研究規(guī)劃 (編號：10YJA790115)；黑龍江省哲學社會科學研究規(guī)劃重點項目(編號：13A001)；黑龍江省哲學社會科學研究規(guī)劃項目(編號：13B024)；黑龍江省經(jīng)濟社會發(fā)展重點研究課題(編號：15118)；哈爾濱商業(yè)大學博士科研啟動項目(編號：13DW019)；2015年哈爾濱商業(yè)大學研究生創(chuàng)新科研項目(編號：YJSCX2015-368HSD)。