ＦＤＩ與經濟增長：基于聯立方程的實證研究

摘要：由于FDI和經濟增長之間復雜因果關系的存在，文章首先檢驗了FDI和經濟增長的內生性，在此基礎上以省級行政單元為對象建立聯立方程模型研究了FDI和我國經濟增長的關系。結果顯示，在控制了相關變量條件下，FDI和經濟增長呈現互相促進的現象；從區域的角度來看，東部地區FDI對經濟增長的促進作用要大于中西部地區，而中西部地區的市場規模則是吸引FDI的重要因素。

關鍵詞：FDI；經濟增長；聯立方程模型

一、 引言

我們認為，FDI與經濟增長之間的關系是相互促進的， 存在雙向的因果關系：FDI的引入可以對東道國通過溢出效應、競爭效應和培訓效應等影響當地的經濟增長，而該地區的經濟增長又可以為FDI提供更大的市場規模，更有效的基礎設施，以及更高水平的技術人員從而更加吸引FDI的流入。現有對FDI與經濟增長的研究中，多數沒有考慮FDI和經濟增長兩者之間的相互影響性：研究經濟增長的學者以經濟增長為因變量，以FDI為自變量，在控制其他變量的基礎上探討FDI對經濟增長的溢出效應，若FDI系數為正，則證明FDI對經濟增長存在正向的溢出效應，這些研究的隱含假設中將FDI視為外生變量，沒有考慮經濟增長對FDI的作用；研究影響FDI分布區位的學者則將FDI作為被解釋變量，而將當地GDP作為解釋變量之一，用來表征FDI接受地的市場規模。在上述的研究中，都存在FDI和GDP的內生性問題，即FDI或GDP隨機解釋變量的性質，會導致估計結果的無偏性、有效性和一致性都受到影響。

對于研究FDI和經濟增長關系時，也有學者使用格蘭杰因果檢驗和協整分析的方法。如康贊亮（2006）等的研究表明， 我國經濟增長與外國直接投資有雙向因果關系，但相互影響的程度不同。使用格蘭杰因果分析對FDI和經濟增長關系相關研究的不足在于：為了便于計算，多數研究只是分析FDI和經濟增長兩個變量的關系，而其他的控制變量則沒有包括到分析框架中， 因此可能存在偽因果關系。同時，遺漏的變量會對因果分析的結構產生負面影響。

鑒于已有研究的不足， 我們在控制相關變量的基礎上，分別建立經濟增長方程和FDI增長方程，并使用聯立方程模型來分析FDI和經濟增長的關系。當然，在分析前，我們需要檢查FDI和經濟增長之間是否存在內生性， 如果存在，則建立聯立方程來分析FDI和經濟增長之間的關系。

二、 計量模型

FDI在不同國家和地區的分布并不均勻，已有的實證研究認為，決定其分布區位的因素有：東道國的市場規模、基礎設施水平，人力資本、對外開放程度、市場化水平等。將上述變量考慮進去建立如下計量方程：

lnFDIi，t=α0+α1lnGDPi，t+α2HCi，t+α3TRADEi，t+α4INFRAi，t+α5MARKETi，t（1）

其中lnFDIi，t表示外商實際直接投資的自然對數，i表示省份， 而t表示年份， 文中為1990年~2005年；lnGDPi，t為1990年不變價的GDP， 表征東道國的市場規模大小；HC表示人力資本， 使用中等專業學校在校學生占當地人口的比例來衡量；TRADE為對外開放度，使用各地區進出口總額占當地GDP的比例表示；INFRA為基礎設施，文中使用交通運輸倉儲郵電通信業占GDP的比例表示；MARKET為市場化水平，使用國有工業產值占工業總產值的比例表示。

已有的實證研究證實國內生產總值由以下變量決定：作為基本要素投入的資本和勞動，新增長理論強調的人力資本，以及表征對外開放程度的FDI和進出口貿易，衡量經濟增長物質環境的基礎設施等，于是得到經濟增長方程為：

lnGDPi，t=β0+β1lnDKi，t+β2lnFDIi，t+β3lnLi，t+β4HCi，t+β5INFRAi，t（2）

其中lnGDPi，t為各省GDP的自然對數，表征經濟增長；DK為國內資本投入；L表示勞動者數目。

三、 數據來源和變量設定

文中的分析對象為29個省級行政單元（考慮到數據的可得性，沒有分析西藏和重慶），研究時間是1990年~2005年。本文所使用的數據主要來自相應年份的《中國統計年鑒》。

各年份的省級GDP為1990年不變價， 單位為億元。GDP在方程（2）中表示經濟增長的衡量，在方程（1）式表示吸引FDI的當地市場規模。FDI為實際利用外商直接投資額，單位為萬美元。全社會固定資產投資利用固定資產投資價格指數將其平減為1990年不變價。值得指出的是，全社會固定資產投資既包括國內投資， 又包含外商投資，如果外商直接投資和全社會固定資產同時作為解釋變量時候，可能因為重復計算產生設定偏誤問題，因此文中用全社會固定資產投資減去外商直接投資作為國內投資， 以DK表示，單位為億元。L為勞動力，單位為萬人。HC為人力資本，使用中等專業學校在校學生占當地人口的比例來表征。地區的開放度對于FDI投資者是一個重要的因素，它衡量FDI投資者將產品運輸到全球市場的難易，也衡量投資者從東道國以外進口原材料等難易。文中使用進出口產值乘以當年匯率除以當地當年價GDP的比例表示開放度。市場化水平使用國有工業產值占工業總產值的比例表示。基礎設施通常是指在電信、交通運輸以及互聯網等的建設和維護等，基礎設施好的地區可以促進經濟增長，同時也會降低FDI投資者成本而成為吸引FDI一個重要因素，文中使用交通運輸倉儲郵電通信業占當地GDP的比例表示。

四、 實證研究

1． 內生性檢驗。首先我們對方程（1）和（2）進行聯立性檢驗，以判斷FDI是否具有內生性。使用Hausman檢驗得到的t值為4.71，表明FDI存在內生性。因此后面的分析我們將以聯立方程模型為對象進行分析。

2． 研究結果。在模型中，LnFDI和LnGDP都是模型中的內生變量，同時又分別作為解釋變量，因此方程中出現了隨機解釋變量，同時考慮到誤差項間可能存在異方差和相關性，本文采用三階段最小二乘法來估計聯立方程模型。對于每個方程，我們采用了不同的工具變量。對于方程（1），選取常數、HC、TRADE、INFRA、MARKET和LNL為工具變量；對于方程（2），選取常數、LnDK、LnL、HC、INFRA、和TRADE為工具變量。用Eviews軟件對聯立方程模型進行回歸分析，具體的結果如表1所示。

從計算結果可以看出， 方程（1）中GDP的系數為0.72，方程（2）中FDI的系數為0.17，兩者均在1%的置信水平上顯著的，方程的R2分別為0.64和0.93。計算結果表明，FDI和GDP相互產生影響，FDI可以促進當地經濟增長，當地經濟的快速增長也為FDI投資者提供了更大的市場規模和消費人群，因此進一步吸引FDI的流入，而FDI的進入又會再次推動經濟的發展。

另外，對方程（1）的估計結果也可以看出：作為市場規模的GDP，是吸引FDI的重要因素，市場規模越大，越是容易吸引FDI；一個地區發達的基礎設施有助于降低FDI投資企業的運輸、通信等成本，因而對FDI起到正向的吸引作用；地區經濟的開放度與FDI之間也存在顯著的正向關系，表明一個地區與國際市場融合的越緊密，則對FDI的吸引力越大；市場化水平采用的是國有工業產值占工業總產值的比率，其符號為負值，說明市場化水平高的地區更容易吸引FDI；人力資本與FDI的關系為正值，表明人力資本較高的地區對外資企業更具吸引力。

3． 分地區的進一步分析。不同地區FDI的分布具有不均衡性，以2003年為例，東部沿海地區的FDI為全國的84%，僅江蘇、廣東、上海、山東、浙江、遼寧和福建等七個省份的FDI就占全國的76%。因此有必要分不同的區域來研究FDI和經濟增長的關系。利用上述計量模型，我們對東部地區和中西部地區分別進行了分析。從系數來看，東部地區和中西部地區FDI對經濟增長的作用系數分別為0.20和0.16，兩者均通過了1%置信水平的顯著性檢驗。這表明，東部地區和中西部地區都從外商直接投資渠道獲得了技術溢出效應，但FDI對東部地區經濟增長的積極作用要大于其對中西部地區經濟的推動作用，這是由于FDI的技術溢出存在“門檻效應”，由于沒有達到門檻標準，中西部地區FDI的溢出效應并沒有完全顯示出來。從FDI區位分布的影響因素來看，中西部地區GDP是吸引FDI的最主要因素，表明外資對中西部地區的進入更加側重于當地的市場規模。其他的系數基本符合預期，其中基礎設施對東部地區的經濟增長和吸引FDI投資方面都起到了積極作用，而對中西部地區而言，由于各省交通運輸倉儲通信業占GDP的比率相差不大， 基礎設施對中西部地區經濟增長和FDI的作用并沒有通過顯著性檢驗。

五、 結論

本文在回顧了已有的FDI和經濟增長關系的理論和實證研究之后，認為FDI和經濟增長之間可能存在相互影響的問題，因此首先利用中國的省級數據檢驗了FDI和經濟增長的內生性，在得出存在內生性的結論后，使用聯立方程模型對FDI和經濟增長的關系進行了實證研究，結果表明，FDI和經濟增長是相互促進的：FDI促進了經濟增長，而經濟增長也進一步的吸引更多的FDI。從區域的角度來看，東部地區FDI對經濟增長的促進作用要大于中西部地區，而中西部地區的市場規模則是吸引FDI的重要因素。

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作者簡介：岳書敬，博士，南京大學經濟學院博士后。

收稿日期：2008-05-12。