FDI與西部地區經濟增長內生性研究

周雪敏　董乃斌

摘 要：西部大開發吹響了外資大規模進入西部的號角，區域經濟增長同外商直接投資已成為相互影響的內生化過程，且區域經濟發展初始差距已明顯引發西部地區間發展差距的“蝴蝶效應”。本文借鑒FDI與經濟增長的相關研究成果，構造了基于1997—2013年西部11個省（直轄市）的面板數據內生增長聯立方程組，并引入相關循環累積效應度量指標進行研究。經驗研究了FDI和西部經濟增長的內生性作用機制；發現循環累積因果機制在西部發展中顯著存在，但涓流效應正逐漸顯現；基礎設施、城市化水平以及對外開放度顯著影響外商投資熱情；政策紅利在西部招商引資中的作用十分顯著；資本要素對西部經濟增長作用重大。

關鍵詞：西部地區經濟增長；內生性；FDI；循環累積因果效應

中圖分類號：F207 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2015）06-0013-06

一、文獻綜述

隨著西部大開發的推進，西部地區FDI的規模迅速擴大，FDI對促進西部地區經濟發展的重要作用也日益顯現。如何更有效利用外資，讓FDI與區域經濟增長間形成“向上循環累積因果”的機制已成為當前西部地區迫切需要研究的問題。雖然已有文獻對FDI與經濟增長做了深入分析，但多未考慮二者之間的內生增長關系，且結合循環累積因果效應經驗分析FDI與經濟內生增長的相關文獻尚不多見。鑒于此，本文以FDI與西部地區經濟內生增長為基礎，構建FDI與經濟增長的聯立方程，結合循環累積因果效應，運用西部11個省面板數據對FDI與西部區域經濟增長的內生關系進行實證分析。

已有文獻對于FDI與經濟增長的研究比較多，研究視角也比較廣，研究結果基本上都支持FDI有利于經濟增長這一觀點。Borensztein等[1]對69個發展中國家的投資數據，Kinoshita和Campos[2]對25個轉型中的前蘇東國家的FDI和經濟增長的數據，均研究得出FDI可以有效促進經濟增長的結論；Ghatak和Haligiogluf[3]利用1991—2001年140個國家的數據，通過單方程和聯立方程回歸檢驗發現FDI與經濟增長之間是顯著的正向關系；Shan[4]利用1986—1998年中國的季度數據，采用VAR方法進行實證分析，發現產出和FDI之間存在雙向的因果關系；吳林海和陳繼海[5]則研究了集聚效應、FDI與我國經濟增長的關系，發現FDI的要素投入是經濟增長的重要因素，同時FDI通過技術外溢效應、區域創新網絡效應對經濟增長產生積極影響；王紅領等[6]認為 FDI 的進入促進了內資企業的自主研發；王欣和陳麗珍[7]認為FDI既存在顯著前向關聯溢出效應，又存在顯著的后向關聯溢出效應；陳得文和苗建軍[8]認為對于以出口拉動為主的東部區域，對外開放促進了區域的空間集聚；丁行政和曹燦[9]認為FDI在城市的空間集聚會促進城市的經濟增長；孟令巖[10]對全國29個省1986—2010年工業企業數據的檢驗表明FDI與我國產業集聚之間具有高度相關性。

繆爾達爾提出循環累積因果機制，指出社會經濟各因素之間的關系是一種“循環積累因果關系”，某一因素變動或者初始狀態的差異必將通過影響系列因素來強化初始變動或者發展差異，經濟學對應的現象諸如“蝴蝶效應”、“蹄鐵效應”或者“馬太效應”。隨著理論研究的深入，國內學者也開始關注循環累積因果機制與經濟增長之間的關系研究。胡永亮[11]認為分工專業化的程度和產業集聚的程度之間具有一致性，在分工專業化的基礎上，產業集聚與區域經濟增長具有相關性；于銘[12]從產業集聚與區域經濟增長角度出發，發現勞動力集聚和資本集聚均對區域經濟增長有影響，但資本集聚的影響要遠大于勞動力流動的影響；曹群[13]對FDI與地方產業集群發展的效應進行了理論分析，并認為FDI的大規模進入使地方產業集群系統不斷循環更新，提高產業集群的競爭力。

以上相關學者對FDI，包括循環累積因素（集聚因素）與我國經濟增長的關系做了深入分析，但仍存在兩個值得深入研究的問題：一是對 FDI 與經濟增長的研究中二者間相互影響性方面考慮不足，由于FDI和經濟增長是一個相互影響的內生化過程，僅從二者的單向影響研究很難準確揭露FDI和經濟增長之間的內在聯系。二是結合循環累積因果效應視角研究FDI與區域經濟內生性增長的相關文獻尚不多見，且主要是通過理論分析，缺乏實證分析。因此，本文依據新增長理論和新經濟地理學的相關知識，運用聯立方程模型分析西部省域FDI與經濟內生增長關系，并引入度量循環累積因果效應的指標，為FDI同西部經濟增長內生關系研究提供新的視角。

二、模型設定和變量描述

西部大開發，掀起了西部快速發展的浪潮，1997年西部11省FDI額為213億元，但1999年起，亞洲金融危機的沖擊，讓外資流入速度減緩，連續4年不足200億元，2003年起形勢逐步好轉。2009年，外商在西部的投資突破千億，2012年突破2 000億元，西部對外資的吸引力不斷加強。

從西部地區FDI和GDP的關系圖可以發現，當FDI總規模在200億元以下時，并未表現出對GDP增長的同步變化趨勢，說明該階段FDI對西部地區的經濟增長拉動能力仍有限。但當規模超過250億元后，二者表現除了較好的同步增長趨勢，但FDI對GDP的邊際效用卻緩慢下降。當FDI接近并超過2 000億元后，其邊際效用顯著提升，該階段FDI在西部經濟增長中開始發揮顯著的拉動作用。

為進一步了解西部地區FDI與經濟增長的關系，本文將從二者互為內生性角度出發，建立相關模型。

Alfaro和Charlton[14]通過模型得出了FDI與區域經濟增長存在雙向互動關系的結論，其簡約表達式為：

g=F（Xg，FDI）FDI=G（XFDI，g）（1）

其中，g表示經濟發展增速，Xg表示影響經濟增長的相關因素，FDI表示外商直接投資，XFDI表示影響FDI的相關因素。

借鑒Islam[15]的基本經濟模型作為研究區域經濟增長模型基礎，結合CD函數，確定經濟增長的基本模型形式如下：

log（GDPi，t）=α+βlog（GDPi，t-1）+ΦXi，t+ΘZi+εi，t（2）

其中，GDPi，t表示區域i在第t年的可比價生產總值；GDPi，t-1表示區域i在上一期的經濟總量，用以描述區域發展初始差距；Xi，t表示區域i在第t年決定經濟增長的系列變量；Zi表示影響經濟增長的系列控制變量；εi，t為隨機誤差項。

影響經濟增長的因素很多，陳得文和苗建軍[8]總結了影響經濟增長的顯著性變量主要包括以下三類：第一類是生產要素，如勞動力、人力資本水平、固定資產投資、政府消費支出等；第二類是經濟增長中的空間因素，如人口密度、地區虛擬變量等；第三類是經濟增長制度因素，如對外開放度等。結合現有研究，本文選取循環累積因素GDP（-1）、勞動力要素（L）、資本要素（K）和外商直接投資（FDI）作為影響經濟增長的解釋變量，選擇人口密度（Dop）、對外開放度（Open）等指標作為控制變量。

在 FDI 區位決定因素方面，國內外已經有了不少研究。肖政和蓋斯特勒格（2001）、郭慧（2003）、李具恒（2004）和岳書敬（2008）等從不同角度、不同方法研究，得出不同影響 FDI區位選擇的因素，概括來說可以分為：宏觀經濟要素，包括市場規模、經濟發展水平、經濟開放度、地理位置；投資硬環境要素，包括交通設施、通訊設施、金融環境；投資軟環境要素，包括市場化水平、人力資源、吸引外資優惠政策。根據可量化的標準，我們選擇了區域產業結構（Str）、對外開放度（Open）、人力資本（Hum）、城市化水平（Ru）、基礎設施（Inf）、循環累積經濟因素（GDP（-1））和區域實際經濟總量（GDP）作為影響FDI的相關變量，并且引入政策虛擬變量（Dum）。

其中，GDPi，t以區域定期可比價增速（1997=100）調整后的實際GDP表示；Stri，t以第二產業、第三產業增加值占比表示；Openi，t以折算成人民幣口徑的進出口總額與名義GDP比重表示；Humi，t以萬人普通高等教育在校生數表示；Rui，t以常住人口城鎮化率表示；Dopi，t以每平方千米常住人口數表示；Infi，t反映區域道路基礎設施水平，以旅客和貨物綜合周轉量表示；GDP（-1）表示區域經濟發展的初始累積因素（循環累積經濟因素），以滯后一期名義GDP總量表示；Li，t以區域第二產業、第三產業就業人口總數表示；Ki，t以經固定資產投資價格指數（1997=100）調整后的不變價區域固定資產投資額表示；Dumi，t為政策虛擬變量，將甘肅2012年（蘭州新區獲批）及其之后定義為1，將重慶2010年（兩江新區獲批）及其之后定義為1，其他均為0。

三、模型估計與檢驗

對聯立方程組的兩個內生變量以及10個前定變量進行平穩性檢驗，除變量Inf為一階單整外，其他均為零階單整，在建立聯立方程時，對變量Inf進行取對數后帶入。

本文所建立的兩方程內生聯立模型的被斥變量系數矩陣的秩均為1，進一步對方程（3）和方程（4）識別的階條件檢驗，K-ki均大于1，說明方程均為過度識別。過度識別的聯立方程模型，3SLS 估計量比2SLS 估計量更有效，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（3SLS）來估計聯立方程模型。

選取常數C、Str、Hum、Ru、Dop、lnInf、lnGDP（-1）、Open、lnL、lnK和Dum為工具變量。考慮到1998年亞洲金融危機以及2008年美國次貸危機的影響，將1997—2013年又分為三個時期，即時期1（1997—2002年），亞洲金融危機的影響及初步消化；時期2（2003—2009年），經濟恢復快速增長，伴隨美國的次貸危機沖擊；時期3（2010—2013年），逐步恢復危機前水平。1997—2013年整個階段聯立方程模型參數估計如下：

外商投資方程：

lnFDI=-250447+166860×lnGDP+155023×lnGDP（-1）-00009×Str+00117×Open-00026×Hum+00275×Ru+01870×lnInf+01779×Dum

R2=07300 2=07179

經濟增長方程：

lnGDP=00527+09715×lnGDP（-1）+00042×lnL+00200×lnK+00115×lnFDI+00003×Open-00000×Dop

R2=09997 2=09997

外商投資方程和經濟增長方程擬合優度都在07300以上，其中經濟增長方程達到09997，聯立方程整體擬合結果較好，西部地區FDI和經濟增長相互促進的作用機制得到進一步驗證，循環累積因果機制在西部發展中顯著存在。從三段時期分別實證（見表2所示），得到以下結論：

第一，地區經濟增長和FDI有顯著的雙向促進關系。實證結果表明，至少在10%的顯著水平下，FDI對西部地區GDP增長有顯著的促進作用。同樣，經濟發展基礎也成為決定FDI的一個重要方面。1997—2013年間，西部地區經濟每增長1個點，將拉動FDI增長16.6860個點，同時，FDI每增長1個點，又將拉動西部經濟增長0.0115個點。分時段看，隨著西部大開發進程的深入推進，西部地區在利用外資拉動區域增長方面正逐漸走上良性循環軌道。1997—2002年，西部大開發初始，由于同東部地區的巨大差距，加之金融危機的影響，西部地區在吸引外資方面取得的效果并不理想，經濟的增長并未形成對外資的直接吸引力（FDI方程時期1，系數3.8758）。由于FDI體量還普遍偏小，在拉動區域經濟增長方面的作用也并不突出（經濟增長方程時期1，系數0.0070）。同時，相比較于其他兩個階段，該階段西部地區的初始經濟條件差異在決定FDI區域時起到了決定性作用，其彈性系數達到22.2118；2003—2009年，西部大開發逐漸推進，金融危機影響逐步消化，FDI整體處于平穩上升階段，西部經濟對外資的帶動力有所上升（16.9583），但FDI推動經濟增長的作用并未加強，彈性系數僅為0.0063；2010—2013年，西部大開發走過第十個年頭，隨著東部產業向中西部轉移，西部經濟快速增長，發展活力和發展優勢顯現，外商也都敏銳跟進，積極投身西部制造業、房地產業等行業。該階段西部經濟增長對外商直接投資的促進作用進一步加強，彈性系數達到23.3752，外商在參與西部開發建設同時也積極帶動了西部地區經濟增長（經濟增長方程時期3，系數0.0089），其促進作用創1997年以來新高，FDI和西部經濟增長走入良性發展軌道。

本文的其他解釋變量對個人收入的影響均在統計上顯著，但影響趨勢和程度卻差異很大。其中年齡的系數從1992年的0.0949降低到2010年的0.0135，可能是由于勞動者老齡化弱化了該變量的影響程度。性別的系數從1992年的0.0836提高到2010年的0.1660，且在統計上的顯著性增加，這說明勞動力市場上的性別歧視持續擴大。受教育年限仍然是影響個人收入的主要因素，比較三期系數可以發現，隨著勞動者受教育水平的普遍提高，其影響程度逐漸增強。地區差異的影響有減緩趨勢，可能是西部大開發等政策措施逐漸縮小東部與中西部地區經濟發展的差距。最重要的解釋變量戶籍的系數顯著高于其他變量，可見是否是城鎮居民確實是影響個人收入的重要因素之一。

2.Oaxaca-Blinder分解的主要結果

通過之前的統計描述和計量分析，我們可以得到以下結論：勞動者的身高與個人收入之間存在一定的關系。通過OLS回歸做進一步研究后發現，身高對個人收入具有顯著的正向影響，尤其是對城鎮居民個人收入的影響更大。接下來，我們需要研究的問題是身高對中國城鄉收入差距是否存在影響？如果存在影響，其影響程度是否顯著？

運用Oaxaca-Blinder分解方法，我們對城鎮居民和農村居民的家庭人均收入的條件均值進行了分解，得到以下結果：1992年城鎮居民人均收入系數、農村居民人均收入系數和城鄉收入差異系數分別為5.8280、5.3150和0.5130，1999年城鎮居民人均收入系數、農村居民人均收入系數和城鄉收入差異系數分別為6.4480、5.6620和0.7860，2010年城鎮居民人均收入系數、農村居民人均收入系數和城鄉收入差異系數分別為7.4900、6.7760和0.7140。具體分解結果如表3所示。

1992年城鄉居民收入差距的14.60%（0.0749/0.5130，下文計算方法相同）可由各解釋變量進行解釋，其中身高對城鄉收入差距的貢獻率為4.33%。可見其影響效應確實存在，且影響的顯著程度僅次于教育因素。影響城鄉收入差距的其他重要因素還包括：（1）勞動者的受教育年限對城鄉收入差距的貢獻率為7.68%，符合一般的研究結論。教育屬于人力資本投資中比較重要的組成部分，因為教育回報率直接影響個人收入，而且不同人群之間的教育回報率存在差異也會導致收入差距。（2）勞動者的地區分布對城鄉收入差距的貢獻率為2.48%，說明地區之間經濟發展不平衡導致地區間的收入差距，這也是引起城鄉收入差距的一個主要原因。

1999年城鄉居民收入差距的19.08%可由各解釋變量進行解釋，其中身高對城鄉收入差距的貢獻率為3.74%，較1992年略有下降。受教育程度和地區分布對城鄉收入差距的貢獻率分別為11.73%和4.10%，對城鄉收入差距的影響程度均有所上升。

2010年城鄉收入差距的16.67%可由各解釋變量進行解釋，其中身高對城鄉收入差距的貢獻率為3.96%。受教育程度對城鄉收入差距的貢獻率仍最高，且繼續上升，為13.99%。但地區分布對城鄉收入差距的貢獻率銳減至0.25%。結合之前的數據統計和回歸分析，可能有兩方面的原因：一方面，地區經濟發展不平衡已經得到緩解，所以東部地區和中西部地區的分布差異對城鄉收入差距的影響程度大大降低。另一方面，三期數據的有效樣本中地區分布的比例發生了較大變化，1992年東部地區占36.28%，1999年占34.57%，2010年僅占26.28%，這也可能是導致本文中的人均月收入低于一般統計的原因。

比較三期數據的分解結果可以發現：（1）身高對城鄉收入差距的影響確實存在，而且其貢獻率較穩定，分別是4.33%、3.74%和3.96%。（2）教育仍是影響城鄉收入差距的主要原因，其貢獻率分別是7.68%、11.73%和13.99%，且重要程度持續上升。（3）地區分布對城鄉收入差距的影響趨勢發生變化，其貢獻率分別是2.48%、4.10%和0.25%，具體的原因還需要繼續討論。（4）年齡成為縮小城鄉收入差距的因素，雖然影響程度較小，但統計上負向顯著。

五、研究結論

通過對中國健康和營養調查1993年、2000年和2011年三次調查的數據進行計量分析，本文得出以下研究結論：（1）健康對勞動者的個人收入有顯著的正向影響，而且這種影響長期以來較為穩定且略有增加。（2）健康對中國城鄉收入差距的影響是不容忽視的。人力資本不平等，尤其是教育不平等，仍然是引起城鄉收入差距的首要原因。近年來，健康不平等僅次于教育不平等，成為另一個影響城鄉收入差距的重要原因。（3）健康作為人力資本投資的重要形式之一，不僅僅是個人和家庭追求經濟收益的人力資本投資，也是整個社會生產力發展的源泉。充足的健康投資，可以顯著提高人口的健康水平，既能夠節省醫療保險費用，減輕社會經濟發展的負擔，又能提高全民勞動生產率水平，促進社會經濟的高速發展。同時健康投資也遵循邊際報酬遞減規律，加強對農村地區，尤其是中西部農村地區的健康投資，將會獲得更高的經濟回報和社會回報。

城鄉整體收入水平大幅度提高，城鄉收入差距雖然存在，但1992—2010年這一差距存在先擴大后縮小的變化趨勢，和國家統計局的數據有所不同，這可能是由于計算口徑不同引起的，但同時可以說明，近年來政府所推行的城市化、西部大開發和“健康中國2020”等各項改革方案與政策，對減緩城鄉收入差距持續擴大的趨勢是頗有成效的。此外，勞動者老齡化趨勢明顯，也在一定程度上緩和了城鄉收入差距。

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4.采用有差異的引資政策，加強對外商投資的引導

西部地區幅員遼闊，每個省都具有自己的比較優勢，應當根據自己的比較優勢實施差別化的引資策略，改變過去那些對所有項目都盲目優惠的做法，引導外資流向各個省域的優勢產業，比如貴州煤礦、藥材等優勢產業，云南的旅游產業，陜西的制作、電子產業，新疆的煤炭、石油等優勢產業等，這樣才能充分發揮FDI對經濟增長的外溢作用，促進經濟的快速增長。參考文獻：

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（責任編輯：巴紅靜）