□文/田曉青（Rungaroon Thienthavorn） 曾衛(wèi)鋒

（1.集美大學(xué)海外教育學(xué)院；2.集美大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 福建·廈門）

［提要］ 本文利用東盟國(guó)家數(shù)據(jù)實(shí)證分析外商直接投資（FDI）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。結(jié)果顯示：對(duì)于那些利用FDI 程度較低的國(guó)家來說，F(xiàn)DI 不會(huì)對(duì)他們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的影響；而對(duì)于利用FDI 程度較高的國(guó)家，F(xiàn)DI 會(huì)顯著促進(jìn)他們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其中具體的影響機(jī)制是FDI 通過提高這些國(guó)家總的資本存量、提高單位勞動(dòng)力所擁有的資本存量、提高人力資本水平、擴(kuò)大出口貿(mào)易規(guī)模與改變產(chǎn)出結(jié)構(gòu)等途徑促進(jìn)這些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而FDI 不會(huì)對(duì)這些國(guó)家的勞動(dòng)就業(yè)和進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模產(chǎn)生顯著的影響。

外商直接投資（FDI）是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿χ?。東盟國(guó)家近些年一向重視利用FDI 來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，各成員國(guó)以推進(jìn)“東盟投資區(qū)”為目標(biāo)，支持鼓勵(lì)更多的外國(guó)投資者來東盟國(guó)家投資。目前，東盟已經(jīng)成為東南亞地區(qū)吸引外資的主要目的地之一，2018 年東盟國(guó)家外資存量高達(dá)2.45 萬億美元，F(xiàn)DI 已成為東盟國(guó)家經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的重要影響因素。隨著外資迅速流入，東盟經(jīng)濟(jì)一直在上升，經(jīng)濟(jì)總量已位居全球第五，2018 年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值已超過3 萬億美元，人均GDP 達(dá)到4，540 美元。

當(dāng)前有關(guān)FDI 影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的文獻(xiàn)比較豐富，但有關(guān)東盟國(guó)家的研究相對(duì)較少。蔡琦（2004）發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)FDI 對(duì)東盟國(guó)家的資本形成存在擠出效應(yīng)，而長(zhǎng)期內(nèi)能夠提高東盟國(guó)家的資本積累。譚玉青（2017）發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 顯著促進(jìn)了越南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，跨國(guó)企業(yè)的集聚能夠?yàn)樵侥咸峁┐罅康墓ぷ鲘徫?，F(xiàn)DI 帶動(dòng)了越南的就業(yè)增加。Timjaras（2002）、魏景賦和張玉緯（2017）發(fā)現(xiàn)FDI 給東盟國(guó)家?guī)砹讼冗M(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)。陳玉戰(zhàn)（2014）發(fā)現(xiàn)FDI 促進(jìn)越南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制是多方面的：一是FDI 給越南帶來了先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)；二是FDI 帶來的競(jìng)爭(zhēng)壓力會(huì)迫使越南國(guó)內(nèi)企業(yè)不斷提高生存能力；三是提高了人力資本的技能水平及其整體素質(zhì)，增加了國(guó)內(nèi)就業(yè)；四是FDI 給越南企業(yè)帶來了良好的示范作用。李美金（2014）發(fā)現(xiàn)越南的外商直接投資通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)及國(guó)內(nèi)觀念更新等途徑促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此外，在有關(guān)中國(guó)的研究中，袁莉君（2018）發(fā)現(xiàn)FDI 的流入雖然具有滯后性，不過能夠在一定程度上對(duì)中國(guó)貴州省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的影響，通過深入探討實(shí)際利用外商直接投資與傳導(dǎo)變量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)FDI 的流入與出口間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，說明FDI 通過促進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了促進(jìn)作用。

由于各國(guó)國(guó)情不同，F(xiàn)DI 的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)及其作用機(jī)制可能存在較大差異。鑒于文萊是一個(gè)只有大約42 萬人口的小國(guó)，其經(jīng)濟(jì)運(yùn)行可能不符合一般市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律。因此，本文利用除文萊外的東盟9 個(gè)國(guó)家2011～2017 年數(shù)據(jù)，通過建立跨國(guó)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)FDI 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其具體的作用機(jī)制，為相關(guān)國(guó)家制定利用外資的政策提供參考依據(jù)。

一、研究設(shè)計(jì)

本文以新古典增長(zhǎng)理論中的索洛模型為基礎(chǔ)建立跨國(guó)面板數(shù)據(jù)模型，首先估計(jì)東盟國(guó)家FDI 的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，然后分析FDI 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體作用機(jī)制。以東盟9 個(gè)樣本國(guó)家的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（人均GDP）的自然對(duì)數(shù)值（lnpgdp）度量東盟各國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況，以東盟樣本國(guó)家勞均FDI 存量的自然對(duì)數(shù)值（lnpfdistock）度量東盟各國(guó)利用FDI 的狀況，建立如下模型（1）式估計(jì)東盟國(guó)家FDI 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)：

其中，下標(biāo)i 代表國(guó)家，下標(biāo)t 代表年份；控制變量Zk包括兩個(gè)變量：一是東盟樣本國(guó)家勞均國(guó)內(nèi)資本存量的自然對(duì)數(shù)lnpdistock；二是東盟樣本國(guó)家人力資本的自然對(duì)數(shù)lnhumank，這兩個(gè)因素可能分別同勞均FDI 存量相關(guān)性，同時(shí)也是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素；λ1i代表不隨時(shí)間變化的國(guó)家i 的個(gè)體特征，θ1t代表隨時(shí)間變化而不隨國(guó)家變化的影響因素；α0、α1和 α2k分別代表模型的待估回歸系數(shù)；u1it為模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

接下來建立以下模型（2）、（3）式估計(jì)東盟國(guó)家FDI 影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制：

以上模型（2）式的被解釋變量lnDV 分別為各國(guó)總的資本存量K、勞動(dòng)就業(yè)L、勞均資本存量k、人力資本humank、貨物出口總額EX 和貨物進(jìn)口總額IM 等的自然對(duì)數(shù)；模型（3）式的被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化即第三產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重indus3；模型（2）式的核心解釋變量為各國(guó)FDI 存量的自然對(duì)數(shù)lnfdistock；控制變量lnpopland 為體現(xiàn)各國(guó)自然資源特征的人口密度；其他變量與符號(hào)的含義同模型（1）式。

二、模型的估計(jì)及其結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)來源與變量的描述性統(tǒng)計(jì)。模型（1）～（3）式各變量的數(shù)據(jù)來源、度量單位和描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。（表1）

表1 變量的數(shù)據(jù)來源、度量單位和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一覽表

（二）估計(jì)東盟國(guó)家FDI 的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

1、模型的基本回歸結(jié)果。模型（1）式的最小二乘法（OLS）估計(jì)結(jié)果如表2 所示的結(jié)果（1）～（3）。如果模型（1）中存在核心解釋變量與被解釋變量之間雙向因果關(guān)系、遺漏解釋變量和存在變量的測(cè)量誤差，則模型（1）式就會(huì)存在內(nèi)生性問題，在這種情況下表2 的結(jié)果（2）～（3）其核心解釋變量（lnpfdistock）的系數(shù)估計(jì)是有偏估計(jì)。接下來處理模型可能存在的內(nèi)生性問題。

2、模型的內(nèi)生性處理及其結(jié)果分析。本文利用核心解釋變量lnpfdistock 的滯后1 期值作為其工具變量對(duì)模型（1）式進(jìn)行二階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)，得到表2 的結(jié)果（4）。由于這里作為工具變量的核心解釋變量lnpfdistock 的滯后1 期值采用的是2010～2016 年的數(shù)值，而樣本期間為2011～2017 年，所以在進(jìn)行2SLS 估計(jì)時(shí)不會(huì)減少樣本觀測(cè)值的總數(shù)，總的樣本容量N 仍然為63 個(gè)。在2SLS 估計(jì)中模型內(nèi)生性的Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果表明χ2（1）統(tǒng)計(jì)量為0.096，其p 值為75.7%，比10%的顯著性水平還大得多，因此可以認(rèn)為核心解釋變量lnpfdistock 是外生變量，從而可以認(rèn)為在結(jié)果（2）和（3）中核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)是無偏估計(jì)。對(duì)比結(jié)果（2）和結(jié)果（3）可見，加入人力資本控制變量lnhumank 并沒有明顯提高組內(nèi)R2的值，同時(shí)lnhumank 的系數(shù)估計(jì)值也沒有通過10%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，因此本文使用表2的結(jié)果（2）來解釋東盟國(guó)家FDI 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，即核心解釋變量lnpfdistock 的系數(shù)估計(jì)值大于零，且通過了5%顯著水平的t 檢驗(yàn)，樣本國(guó)家勞均FDI 存量增長(zhǎng)率每提高1%其人均GDP 增長(zhǎng)率便會(huì)顯著平均提高0.0949%，表明東盟國(guó)家的FDI 會(huì)顯著促進(jìn)這些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。（表2）

表2 模型（1）式回歸結(jié)果（9 個(gè)樣本國(guó)家）一覽表

3、模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；跂|盟各國(guó)利用外商直接投資的程度存在較大的差異，本文將東盟9 個(gè)國(guó)家分為兩組樣本，第一組是2017 年FDI 資本存量占國(guó)內(nèi)資本存量總額的比重較高的國(guó)家，包括新加坡、馬來西亞、越南、老撾和柬埔寨；第二組是2017 年FDI 資本存量占國(guó)內(nèi)資本存量總額的比重較低的國(guó)家，包括印度尼西亞、泰國(guó)、菲律賓和緬甸。對(duì)兩個(gè)樣本分別進(jìn)行OLS 回歸得到表3 所示的結(jié)果，從這些結(jié)果可見，在FDI 資本存量占比較大的樣本中核心解釋變量lnpfdistock 的系數(shù)估計(jì)值較大并且通過了1%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，而在FDI 資本存量占比較小的樣本中核心解釋變量lnpfdistock 的系數(shù)估計(jì)值較小并且沒有通過10%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，這個(gè)結(jié)果只是說明，只有當(dāng)東盟國(guó)家利用外商直接投資在總的資本存量中達(dá)到一定規(guī)模時(shí)它才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的影響。而模型本身是穩(wěn)健的。（表3）

表3 模型（1）式分樣本OLS 回歸結(jié)果一覽表

鑒于第二組樣本國(guó)家FDI 存量分別占各國(guó)總的資本存量比例較小，這組樣本國(guó)家外商直接投資對(duì)他們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響。因此，本文接下來分析FDI 影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制時(shí)只針對(duì)第一組樣本國(guó)家進(jìn)行分析。

（三）影響機(jī)制的實(shí)證分析。使用估計(jì)模型（1）式同樣的方法估計(jì)模型（2）、（3）式，得到表4 所示的估計(jì)結(jié)果，其中核心解釋變量?jī)?nèi)生性的Hausman 檢驗(yàn)表明，可以認(rèn)為模型（2）、（3）式中的核心解釋變量都是外生變量。（表4）

在表4 結(jié)果（1）中核心解釋變量lnfdistock 的系數(shù)估計(jì)值大于零，并且通過了1%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，F(xiàn)DI 存量增長(zhǎng)率每提高1%，總的資本存量增長(zhǎng)率便會(huì)顯著平均提高0.133%，表明FDI 會(huì)顯著提高各國(guó)總的資本存量；在結(jié)果（2）中，lnfdistock 的系數(shù)估計(jì)值并沒有通過10%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，說明FDI 不會(huì)對(duì)勞動(dòng)就業(yè)產(chǎn)生顯著影響，這同當(dāng)前一些文獻(xiàn)的結(jié)論存在較大差異；在結(jié)果（3）中，lnfdistock 的系數(shù)估計(jì)值大于零并且通過了1%顯著水平的t 檢驗(yàn)，F(xiàn)DI 存量增長(zhǎng)率每提高1%，單位勞動(dòng)力的資本存量增長(zhǎng)率便會(huì)顯著平均提高0.174%，表明FDI 會(huì)對(duì)樣本國(guó)家單位勞動(dòng)力的資本存量產(chǎn)生顯著影響；在結(jié)果（4）中，lnfdistock 的系數(shù)估計(jì)值大于零并且通過了10%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，F(xiàn)DI 存量增長(zhǎng)率每提高1%，人力資本指數(shù)增長(zhǎng)率就會(huì)顯著平均上升0.0193%，表明FDI 會(huì)顯著提高樣本國(guó)家的人力資本水平；在結(jié)果（5）中，lnfdistock 的系數(shù)估計(jì)值也大于零并且通過了10%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，F(xiàn)DI 存量增長(zhǎng)率每提高1%，貨物出口總額增長(zhǎng)率就會(huì)顯著平均上升0.668%，表明FDI 會(huì)顯著促進(jìn)貨物出口規(guī)模的擴(kuò)張；在結(jié)果（6）中l(wèi)nfdistock 的系數(shù)估計(jì)值大于零，但沒有通過10%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，表明FDI 對(duì)貨物進(jìn)口規(guī)模不會(huì)產(chǎn)生顯著的影響；在結(jié)果（7）中l(wèi)npfdistock 的系數(shù)估計(jì)值小于零并且通過了1%顯著性水平的t 檢驗(yàn)，勞均FDI 存量增長(zhǎng)率每提高1%，第三產(chǎn)業(yè)占GDP 的比重就會(huì)顯著平均下降2.488%，表明FDI 會(huì)顯著降低第三產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)出中的比重，這一結(jié)果體現(xiàn)了FDI 的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即FDI 在第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增長(zhǎng)效應(yīng)相對(duì)較弱，甚至可能會(huì)抑制第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)。

表 4 模型（2）、（3）式 OLS 回歸結(jié)果一覽表

三、結(jié)論及政策建議

本文利用2011～2017 年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了東盟國(guó)家FDI 對(duì)他們經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果顯示，對(duì)于那些利用FDI 程度較低的國(guó)家來說，F(xiàn)DI 不會(huì)對(duì)他們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的影響；而對(duì)于那些利用FDI 程度較高的國(guó)家來說，F(xiàn)DI 會(huì)顯著促進(jìn)他們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其中具體的影響機(jī)制是FDI 通過提高這些國(guó)家總的資本存量和單位勞動(dòng)力所擁有的資本存量、提高人力資本水平、擴(kuò)大出口貿(mào)易規(guī)模與改變產(chǎn)出結(jié)構(gòu)等途徑促進(jìn)這些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而這些國(guó)家的FDI 不會(huì)對(duì)他們的勞動(dòng)就業(yè)和進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模產(chǎn)生顯著的影響。

根據(jù)上述結(jié)論，提出對(duì)策建議：（1）當(dāng)前東盟那些利用外商直接投資程度較低的國(guó)家需要繼續(xù)提高對(duì)外資的吸引力，加大利用外資的力度；（2）除新加坡外，大部分東盟國(guó)家需要?jiǎng)?chuàng)造更加良好的外資環(huán)境，需要從加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高政府效率、治理社會(huì)腐敗等幾個(gè)方面采取措施；（3）進(jìn)一步完善市場(chǎng)體制，發(fā)揮FDI 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用；（4）進(jìn)一步完善加工貿(mào)易政策，加強(qiáng)發(fā)展制成品出口貿(mào)易；（5）提高教育與科研水平以及人力資本質(zhì)量提高對(duì)FDI 的吸引力。