外商直接投資對重慶經濟增長的貢獻研究

劉 莉，張文愛

(1.重慶工商大學融智學院， 重慶 401320； 2.重慶工商大學 經濟學院， 重慶 400067)

一、引言

外商直接投資(Foreign Direct Investment，FDI)作為現代資本國際化的主要形式之一，是資本輸出國與東道國之間經濟聯系重要的橋梁與紐帶。毋庸置疑，FDI的引進，對于緩解發展中國家和地區的資金壓力具有重要作用，并有助于提高東道國技術水平和管理效率，成為東道國經濟增長的重要動力源泉。在我國改革開放之初，在某些行業，外商直接投資甚至居于領導地位[1]。但隨著我國經濟的持續發展和資本、技術的有效積累，特別是隨著國際經濟形勢的日益復雜化和多極化，我國對外資的依賴程度逐漸趨于下降。重慶自1997年直轄以來，憑借其獨有的西部地區唯一直轄市的優勢，以及便捷的交通運輸條件和內陸開放型經濟戰略，成為外商直接投資的重要目的地，在高峰時期的2011年FDI總額達到58.26億美元。此后逐步趨于下降，2016年FDI總額為26.26億美元。FDI的這一變化趨勢，一方面與國際經濟形勢的復雜變化密切相關，特別是東南亞地區勞動力的低成本優勢吸引了大量FDI的涌入；另一方面也契合了新時期我國經濟增長動能轉換的政策需要與經濟發展的現實需要。那么，從歷史發展的序列看，FDI對重慶經濟增長的貢獻如何？FDI的國際變化對重慶這樣的西部省區經濟增長有何影響？如何降低對FDI的依賴實現內源式發展？對這些問題的深入考察具有政策重要性和現實緊迫性。

國內外學者圍繞FDI對東道國經濟增長的貢獻展開了豐富的實證研究。Borensztein等研究發現，在東道國有足夠人力資本的情況下，FDI作為先進科技的傳播渠道，比國內投資對經濟增長的貢獻更大[2]。Khazri等通過考察6個中東和北非國家在1986—2010年的面板數據發現，FDI顯著地促進了東道國經濟增長，同時有效提高了就業率[3]。與此不同的是，Tiwari通過對亞洲28個國家實證研究發現，在1998—2007年，FDI的流入加大了東道國的收入差距，表現出對經濟增長的負向影響[4]。

國內學者從不同方面對FDI對經濟增長的作用進行了多角度的考察。其中，在技術進步方面，謝建國研究發現FDI對技術有積極貢獻，并通過促進技術進步進而對我國經濟增長發揮了重要的作用[5]；劉舜佳研究發現，FDI在短期內促進了全要素生產率的提高，而長期內則出現相反的效果[6]。高金田等研究發現，我國對外貿易與FDI呈現出互補的狀態，并且兩者結合對我國技術進步資本偏向具有促進作用[7]；姬曉輝等研究發現，FDI對技術創新存在顯著的門檻效應，當經濟發展水平和環境規制強度跨越相應門檻時，才能有效促進技術創新[8]。在就業貢獻方面，劉宏等認為總體上FDI對我國就業有著積極的促進作用[9]。但余永定等認為，FDI的進入客觀上導致部分國有企業倒閉，事實上造成了失業的增加[10]；丁翠翠等也認為，FDI對國內就業具有擠出效應，不利于增加就業[11]。余菊研究認為，外商直接投資與就業之間存在長期正向的協整關系，但短期內外商直接投資對國內就業具有微弱的擠出效應[12]。在貿易擴張方面，丁一凡認為，隨著經濟全球化的不斷深化和外匯政策的進一步放開，FDI投資企業出口占全國出口量的比例會降低[13]。陳勇兵等發現FDI對我國外貿出口結構升級有積極的影響[14]。在增長促進方面，姚樹潔等研究認為外商直接投資是新興工業化國家趕超世界發達國家的重要推動力量之一[15]。趙燕等研究發現FDI具有資本積累效應，因此FDI對于經濟增長具有積極作用[16]；咼小明從結構角度考察了重慶FDI的不同來源地對產業能源效率的影響[17]；白俊紅等考察了FDI的質量水平對于我國經濟發展方式的轉變作用[18]。

綜上所述，現有關于FDI與經濟增長之間關系的研究，其結論具有不完全一致性，但總體來看，大多數研究對FDI的作用持積極肯定態度。同時，FDI存在的問題也引起了研究者的關注。例如馮雪艷等針對中部六省在利用FDI過程中存在的問題，建議中部地區在產業承接過程中要注意取舍，減少盲目性，提升引進外資的質量與效率[19]；王明權等的研究提出要發揮后發優勢、深化體制改革、完善相關產業政策，鼓勵企業加大科技研發投入[20]。

二、模型方法與數據收集

(一)理論模型與方法

為了實證考察FDI對經濟增長的貢獻，本文在經典Solow-Swan模型基礎上，引入FDI變量，建立擴展的Solow-Swan模型：

GDP=ALαKβFDIγeu

(1)

其中：A為常數項，代表具有希克斯中性的不變技術進步率；L表示勞動投入；K表示資本投入；μ表示隨機誤差項，代表了所有影響被解釋變量但沒有被納入到模型中的其他因素；參數α、β、γ分別表示勞動、資本、FDI對GDP的影響系數，即各變量的產出彈性。

對式(1)兩邊同時取對數，建立如下雙對數模型：

LnGDP=LnA+αLnL+βLnK+γLnFDI+μ

(2)

根據式(2)，可以獲得各變量的產出彈性，其中勞動投入(L)的產出彈性：

(3)

資本投入(K)的產出彈性：

(4)

外商直接投資(FDI)的產出彈性：

(5)

對式(2)兩邊求關于時間t的全導數，得到：

?

(6)

式(6)中，變量上方打一點表示隨時間的增長量，增長量除以水平值表示增長率。由于在Solow-Swan模型中假定了技術進步率不變，由此可得：

gGDP=α·gL+β·gK+γ·gFDI

(7)

式(7)即為GDP的增長率的分解公式。其中gGDP、gL、gK和gFDI分別表示地區生產總值、勞動投入、國內資本投入和外商直接投資的增長率，其表達式為：

(8)

由式(7)可知，在技術進步保持不變的Solow-Swan模型框架下，經濟增長由勞動投入、資本投入和FDI決定。考慮到模型中存在隨機誤差項的影響，實證分析中通過引入擬合優度(R2)對結果進行修正，由此得到勞動投入、資本投入和FDI對GDP增長的貢獻率：

(9)

(10)

(11)

貢獻率乘以經濟增長率，即可得到勞動、資本和FDI各自對經濟增長的貢獻度：

(12)

(13)

(14)

(二)樣本數據的選取及處理

根據對擴展的Solow-Swan模型的設定，本文以地區生產總值(GDP)表示經濟產出，以勞動(L)、國內資本(K)和外商直接投資(FDI)表示要素投入。數據范圍為1990—2016年，數據來源于歷年《重慶統計年鑒》。各變量的經濟含義如下：

(1)地區生產總值(GDP)。由于現行各種統計年鑒均未提供“GDP折算指數”，但提供了根據可比價計算的生產總值指數，即GDP指數，分定基指數和環比指數。其中GDP環比指數測度了可比價的GDP相對于上一年的發展情況。根據此指數，選擇以1990年為基期，對各年的GDP環比指數進行連乘，從而轉化為以1990年為基期的定基發展指數；再用1990年的GDP數據值分別乘以各年的定基發展指數，得到以1990年為基期的各年實際GDP。單位：億元。

(2)勞動投入(L)。以年末第一、二、三產業就業人員總和表示。單位：萬人。

(3)國內資本投入(K)。雖然永續盤存法(PIM)是計算資本存量的常用方法，但一般要求的年份比較長，否則效果并不理想。故基于數據的可獲得性，本文以固定資產投資作為資本投入的代理變量，并采用“固定資產投資價格指數”進行價格調整，把名義固定資本投入轉換為實際值。單位：億元。

(4)外商直接投資(FDI)。以實際利用外商直接投資額作為FDI的代理變量。為了剔除價格因素對FDI的影響，采用與國內資本投入相同的處理辦法進行價格調整，得到實際FDI。同時，為了消除匯率波動的影響，采用人民幣匯率對美元的年平均匯率對FDI進行換算，得到以人民幣核算的實際FDI。單位：億元。

(三)數據統計描述

經收集整理，得到本文研究的經濟投入與產出數據，如圖1。

數據來源：作者根據統計資料整理得到。圖1 重慶經濟投入與產出數據：1990—2016

圖1顯示，1990—2016年，重慶市GDP與資本投入(K)呈現穩步增長態勢，且二者呈現出高度一致的增長規律；其中，GDP由1990年的327.75億元增長到2016年的6 655.73億元，年均增長12.3%，資本投入由1990年的69.31億元增長到2016年的 6 122.16億元，年均增長18.8%。勞動投入(L)呈現出典型的反S型曲線，由1990年迅速增長到1994年；此后，緩慢下降到1999年，然后迅速下降直至最低(2006年)；然后開始逐年增長，至2016年達到 1 717.52萬人，年均增長0.35%。對于FDI，在2005年之前，大體上呈現出緩慢增長態勢；此后迎來迅速增長的階段，并在2011年有一個爆發性的增長；此后呈現出回落趨勢，2016年回落至6 151.63億元，年均增長25.76%。

對前述樣本數據進行統計描述，得到結果如表1。

表1 數據的統計描述：1990—2016

數據來源：筆者根據統計資料計算整理得到

三、實證結果分析

根據樣本數據和模型(2)，利用統計軟件EViews10，以LnGDP為被解釋變量，采用OLS方法對雙對數模型進行參數估計，得到實證結果如表2。

經檢驗，模型不存在異方差性和序列相關，統計性質良好，主要變量均在1%水平上具有統計顯著性。模型修正的擬合優度高達0.999，擬合效果良好，模型擬合值與實際值高度重合。除去1998年和2010年的預測誤差率分別為6.03%和5.28%之外，其余各年的預測誤差均在5%以內；特別地，預測誤差小于1%的樣本點占到了40%。整體上看，模型的擬合效果非常優良(圖2)。

表2 模型參數估計

圖2 模型擬合效果檢驗

模型的回歸系數分別表示勞動、資本和FDI等投入要素對GDP的產出彈性。由結果可知，在樣本期間，平均而言，勞動投入每增長1%，GDP預期增長0.968%；國內資本投入每增長1%，GDP預期增長0.621%；FDI每增長1%，GDP預期增長0.024%。這一結果意味著，在1990—2016年，對重慶GDP增長的邊際貢獻最大的是勞動投入，其次是國內資本，而FDI對GDP的邊際貢獻很小。這從邊際貢獻的層面上表明，在重慶經濟發展的過程中，起關鍵作用的是勞動投入和國內資本投入的驅動，而FDI的貢獻甚小。當然，FDI對GDP的實際貢獻還需要結合要素投入的增長作進一步考察。

四、FDI對重慶GDP增長的貢獻

從邊際貢獻即產出彈性的角度對FDI的貢獻進行實證考察，得出FDI僅有0.024的產出彈性，表明樣本期間單位FDI對重慶經濟增長的貢獻甚小，結合要素的增長率，對FDI對GDP的實際貢獻大小進行具體測算。根據式(9)—(11)，得到勞動投入、資本投入和FDI對GDP增長的貢獻率；進而由式(12)—(14),計算獲得勞動投入、資本投入和FDI等投入要素對GDP增長的貢獻額(表3)。

由表3可知，在樣本期間，重慶年均經濟增長率為12.3%，主要動力在于國內資本投入方面。平均來看，1990—2016年，勞動、資本和FDI對經濟增長的貢獻額分別為0.3%、11.0%和1.0%，其貢獻率分別為0.8%、92.5%和6.6%。可見，資本投入對經濟增長直到了決定性作用，而勞動投入和FDI對經濟增長的作用較小。

為了進一步直觀表達FDI對經濟增長的貢獻，對FDI進行圖形化分析(圖3)。

圖3 FDI的貢獻額與貢獻率：1990—2016

圖3清晰展示了1990—2016年FDI對重慶經濟增長的貢獻額和貢獻率。在1992年，FDI的貢獻額達到了11.9%,對當年經濟增長的貢獻率高達72.2%，這一異乎尋常的高值，顯然得益于1992年的初建社會主義市場經濟的政策紅利。此后，FDI的貢獻水平整體上較為低下，經濟增長的主要動力轉為國內資本的積累，只是在2008年和2011年，由于受到美國金融危機和歐債危機的沖擊，FDI的貢獻有所提高，但其影響同樣并不突出，近年來更是出現負值的貢獻水平[21]。FDI對經濟增長貢獻為負的可能原因在于近年來我國勞動力市場價格上揚而同期東南亞國家勞動力相對更為廉價，國內市場對FDI的吸引力下降，導致FDI顯著減少。

表3 要素投入對GDP增長的貢獻

數據來源：筆者根據前述結果計算整理得到

五、結論與政策啟示

本文采用雙對數模型實證測算了1990—2016年重慶經濟增長中FDI的貢獻水平，研究結果發現：(1)從邊際貢獻即要素的產出彈性上看，勞動和國內資本投入的產出彈性分別為0.968和0.621，即勞動和資本每增長1%，產出將分別增長0.968%和0.621%；而同時期FDI的產出彈性僅為0.024，遠遠小于勞動與資本的邊際產出貢獻。(2)從要素的實際貢獻看，除去個別年份外，整體上看重慶經濟增長的92.5%源于國內資本積累，資本積累對經濟增長的平均貢獻額為11.0%；同期FDI的平均貢獻額僅為1.0%，表明在經濟發展的過程中，起關鍵作用的是國內資本投入的驅動，FDI的貢獻甚小。(3)盡管在總體上看，FDI的貢獻水平較低，但是每當國際市場上有較大的經濟沖擊時，FDI的貢獻水平往往會有較大提升，而在正常年份下，FDI的貢獻水平低下，表現出顯著的不穩定性，易受國際市場的沖擊引起波動。

前述實證結論，為經濟發展提供了重要的政策啟示。一是經濟發展必須立足于國內資源和稟賦，不可過重依賴于FDI等外部資源。當前我國經濟發展的資源條件已經發生了根本性變化，經過多年的發展積累，已經由改革開放之初的資金短缺發展為具有相對充盈的資本儲備，不需要過度依賴FDI的資本支持。在這樣的歷史條件下，充分有效地利用好國內資本，是發展經濟的科學選擇。二是對于FDI，必須注重引資質量。在引入FDI的過程中，要以質量為首選，著力提高FDI的技術含量。前述FDI的平均邊際產出彈性僅為0.024，說明前期FDI的引入質量水平較低，其要素的邊際貢獻較小。今后在引入FDI的過程中，必須充分注重質量，通過對FDI的引入與吸收，實現技術溢出與擴散，促進產品質量提升與技術創新，提高FDI的技術貢獻。三是創新發展動力，促進高質量發展。現階段我國經濟增長動力已經發生了根本性變化，單純依靠要素投入的粗放性增長模式已經越來越不適應經濟發展的需要，創新是未來經濟發展的動力所在[22]；為適應這種轉變，客觀上要求加強創新驅動，通過優化產業結構和技術創新，促進經濟可持續、健康、高質量發展。