旅游發展、人力資本、外商直接投資對經濟增長的影響
——基于柯布-道格拉斯生產函數的實證分析*

郭健全，李 維

(上海理工大學 管理學院，上海 200093)

一、引言

隨著“一帶一路”倡議的提出與推進，東南亞作為“一帶一路”的首要地區和關鍵節點，與我國的經貿往來日益密切[1]。近年來，由于人口紅利逐漸消失、產業布局缺乏合理性、投資結構失衡等問題，我國經濟步入了換擋轉速的“新常態”，經濟增速有所放緩。[2-4]而東南亞地區經濟仍保持相對穩定增長的態勢，成為世界經濟增長最活躍的地區之一。[5]因此，研究東南亞地區經濟增長，對我國經濟進一步提升具有啟示意義。

旅游業作為一個蓬勃發展的產業，對東南亞地區經濟增長的貢獻是不言而喻的。[6]通過創造就業機會、促進商品和服務的出口、吸引國際投資等方式，旅游業對地區經濟產生直接或間接的促進作用，為經濟增長提供強勁動力。[7]旅游業世界旅行和旅游理事會(WTTC)最新統計數據顯示，2018年東南亞地區旅游業收入占GDP的12%，旅游業為東南亞創造了4%的就業崗位，且預計在未來十年內年增長率為3%。此外，旅游業也促使東南亞地區的出口和投資總額增加了5.4%。旅游業作為推動經濟發展的有效工具，通過為社會脆弱群體參與旅游商品和服務生產創造機會等方式助力減緩貧困。[8]例如，英國國際發展署(DFID)提出“扶貧旅游”的概念，世界旅游組織(WTO)提出“可持續旅游-消除貧困”項目，以上舉措旨在以促進目的地旅游業發展的方式促進經濟發展。

人力資本被視為一國保持經濟高速增長的重要動力。人力資本的積累能夠提高勞動生產率、促進科技進步，從而促進經濟增長。[9]舒爾茨(Schultz,1961)和貝克爾(Becker,1964)將人力資本定義為一系列知識、技能、能力的總和，這些知識、技能、能力可以由個人通過培訓、教育、工作經驗、醫療保健和移民等途徑獲得。[10]人力資本投資能為社會經濟發展提供高質量的勞動力基礎，在促進經濟結構轉型的過程中也能反過來促進人力資本水平的發展。盧卡斯 (Lucas,1988)是研究人力資本與經濟增長關系的典型代表，認為人力資本存在顯著的外部效應，是推動一個國家或地區經濟持續發展的不竭動力，并決定著經濟發展水平和質量。[11]由于人力資本是促進經濟增長的關鍵因素，因而許多國家/地區通過提升教育和健康水平等來增進人力資本質量，進而提高人民的生活水平和社會福利。[12]

外商直接投資是促進東道國企業發展和區域經濟增長的一項重要資金來源。[13]通過向東道國提供資金、技術和管理技能，外商直接投資有助于提升東道國的生產力，進而促進其經濟增長。[14]同時，外商直接投資還可以增加東道國的出口能力，提升當地就業水平。[15]此外，通過增加產品附加值、推動技術創新與技術溢出等，外商直接投資也有助于東道國資源的優化配置，提高資源利用率，進而推動區域經濟發展。[16]外商直接投資還具有減貧效應，通過增加東道國勞動力需求、提升國內工人的工資水平等方式，促進勞動者收入增加，有效地減少貧困。[17]

二、文獻綜述

(一)旅游發展與經濟增長

旅游發展與經濟增長之間的關系一直是國內外學者研究的熱點之一。大部分學者支持旅游驅動型經濟增長(TLEG)假說，認為旅游業的發展能夠極大地促進經濟增長。張倩[17]研究發現旅游業作為陜西省新興支柱產業，正成為拉動陜西省經濟增長、帶動產業轉型升級的強勁引擎。張愛儒[19]運用西藏 1996—2016年旅游總收入和 GDP 數據建立誤差修正模型并進行格蘭杰因果關系檢驗，發現旅游總收入與 GDP 之間存在長期穩定關系。Aratuo[20]基于行業差異視角運用向量自回歸模型研究了六個旅游相關行業與經濟增長之間的長期關系。Liu[21]構建DSGE模型揭示了旅游生產率與經濟增長之間的傳導機制。Dogru[22]運用Dumitrescu-Hurlin面板因果關系檢驗驗證了七個歐洲國家旅游業與經濟增長之間存在雙向因果關系。

部分學者支持經濟驅動型旅游增長(EDTG)假說，認為經濟增長能夠促進旅游基礎設施的發展，從而對當地旅游業產生積極影響。Nepal[23]運用ARDL模型和格蘭杰因果檢驗探討旅游發展與經濟增長、能源消耗、環境污染之間的關系，研究發現，長期內人均GDP的增加會帶來旅游人數的增長。Payne[24]使用2000—2008年克羅地亞的季度數據驗證了實際GDP與旅游收入之間的單向因果關系。Oh[25]運用向量自回歸模型研究韓國旅游業與經濟增長之間的因果關系，發現在短期內經濟增長促進了韓國旅游業的發展。Rivera[26]采用協整方法與誤差修正模型探討發展中國家厄瓜多爾的人類發展、經濟增長和旅游業之間的動態關系，研究發現經濟增長能夠帶動旅游業的發展。

還有學者認為旅游發展與經濟增長之間存在雙向因果關系。Dritsakis[27]運用協整分析方法探討旅游業、經濟增長、實際匯率之間的關系，研究發現希臘旅游業與經濟增長之間存在雙向因果關系。Ridderstaat[28]運用協整分析和格蘭杰因果檢驗驗證了阿魯巴島旅游發展和經濟增長之間存在長期的雙向因果關系。Bilen[29]檢驗了1995—2012年12個地中海國家經濟增長與旅游業發展之間的因果關系，研究表明旅游業與經濟增長之間存在雙向的長期和短期因果關系。相反，也有學者認為旅游業與經濟增長之間不存在因果關系。[30]

(二)人力資本與經濟增長

大量文獻表明，人力資本能夠提高勞動生產率以及通過創新和技術擴散提升企業競爭優勢，從而成為經濟增長最重要的因素之一。[31]昌先宇[32]研究發現，高級人力資本存量水平越高，其技術創新對周邊區域發揮創新和模仿的外溢效應越顯著，進而提高整個社會的生產效率，帶來收益遞增的持續經濟增長。孫久文和姚鵬[33]利用空間杜賓模型研究分析，顯示人力資本對人均GDP產生正向的直接和間接影響。Ahsan[34]運用動態面板閾值模型，研究發現人力資本對經濟增長的影響取決于經濟發展水平。Fahimi[35]利用格蘭杰因果關系檢驗證實了人力資本投資與人均GDP之間的雙向因果關系。Olopade[36]使用多元線性回歸分析了歐佩克成員國人力資本與貧困減緩之間的關系，研究發現人力資本對歐佩克成員國的貧困減緩具有長期的積極影響。Su[37]利用中國城市1991—2010年的數據探討了FDI、人力資本在經濟增長中的作用，研究發現人力資本是中國城市經濟增長的主要因素之一。Teixeira[38]研究發現人力資本對經濟增長產生直接和間接影響。一方面，高人力資本可以提高要素生產率對一國經濟增長產生直接作用；另一方面，人力資本通過與國家生產結構的相互作用間接促進經濟增長。

(三)外商直接投資與經濟增長

關于外商直接投資對東道國經濟增長的影響在文獻中一直存在著爭論。大多數學者認為外商直接投資對東道國經濟增長有積極影響，外商直接投資能為東道國企業提供更多的資金、更好的技術和管理技能，也為東道國提供更多的就業機會，從而拉動GDP的增長。張振平[39]基于中國285個地級市數據驗證了外商直接投資促進了中國城市效率。Paula[40]研究發現外商直接投資促進了西班牙各地區的經濟增長，且會產生空間溢出效應。Sayari[41]運用面板協整檢驗論證了外商直接投資與GDP增長之間存在長期關系。Hong[42]基于中國1994—2010年254個地級市的面板數據運用動態面板GMM法實證分析了外商直接投資對中國經濟增長的影響以及外商直接投資的相關因素，研究發現外商直接投資與規模經濟、人力資本、基礎設施水平、工資水平、地區差異相互作用并促進中國的經濟增長。Fadhil[43]運用分層多元回歸分析驗證了外商直接投資促進了馬來西亞經濟增長。Muhammad[44]使用2001—2012年亞洲34個接受國和115個來源國的跨國數據，運用動態面板GMM和固定效應回歸模型實證分析了外國直接投資、能源消耗、CO2排放在亞洲國家的經濟增長中的重要作用。

一些學者認為外商直接投資對經濟增長的影響并非總是積極的。Sokhanvar[45]研究發現外商直接投資對七個歐盟國家的經濟增長產生了負面影響。Belloumi[46]運用自回歸分布滯后模型實證分析了外商直接投資在短期內與突尼斯經濟增長并不存在因果關系。Boyd[47]研究發現，在現有貿易、價格等存在扭曲的情況下，由于資源配置不當，外國直接投資可能會對經濟增長產生負面影響。也有學者認為在一定前提下，外商直接投資才能促進經濟增長。Nistor[48]探討羅馬尼亞外商直接投資與經濟增長之間的關系，研究發現外商直接投資對東道國經濟增長的影響取決于外商直接投資流入的質量和數量。Blomstrom[49]研究發現，只有東道國的人均GDP足夠高時，外國直接投資才能促進經濟增長。Borensztein[50]運用跨國回歸方法研究了外國直接投資對經濟增長的影響，研究發現，外國直接投資是現代技術轉讓的重要渠道，但其有效性取決于東道國的人力資本存量。

以上文獻在研究經濟增長問題時，均從單一視角考慮經濟增長的動因及作用機制，并未將其他因素納入經濟增長的考慮范圍內。鑒于此，本文從旅游發展、人力資本、外商直接投資等多角度探討東南亞地區經濟增長中各要素的貢獻率，以期為處于“新常態”背景下我國經濟的進一步發展提供借鑒。以上文獻與本文的對比情況如表1所示。

表1 本文與引用文獻的比較

三、研究方法

(一)模型選取

柯布-道格拉斯生產函數( Cobb-Douglas Production Function)是經濟學中使用最為普遍的生產函數，尤其是在分析經濟增長各要素貢獻率的研究中運用極為廣泛[51]。它是由美國數學家柯布和經濟學家道格拉斯根據1899—1922年美國制造業部門的有關數據構造出來的。柯布和道格拉斯在探討投入和產出的關系時，在生產函數的一般形式上引入了技術資源因素，于1928年提出了這一函數形式。在技術經濟條件不變的情況下，產出與投入的勞動力和資本的關系可以表示為：

Y=AKαLβ

其中，Y表示產量，A表示技術水平，K表示投入的資本量，L表示投入的勞動量，α、β表示K和L的產出彈性。

為了探究旅游發展、人力資本、外商直接投資對東南亞國家經濟增長的影響，本文引入柯布-道格拉斯生產函數，并對該函數進行擴展，將城市化、資本形成總額、能源消耗、環境污染、貿易開放度納入模型中：

Yit=(Tourit)β1(HDIit)β2(FDIit)β3(Urbanit)β4(Envtit)β5(Tradeit)β6(CapitalitβEnergyitαL1-α-β)

兩邊同除以L，可得：

GDPit=(Tourit)β1(HDIit)β2(FDIit)β3(Urbanit)β4(Envtit)β5(Tradeit)β6(kitβEngyitα)

其中，GDPit=Yit/L，kit=Capitalit/L，Engyit=Energyit/L。為了消除可能的異方差，后期對所有的變量取自然對數形式，可得式(1)：

InGDPit=α0+β1lnTourit+β2lnHDIit+β3lnFDIit+β4lnUrbanit+β5lnEnvtit+β6lnTradeit+αlnEngyit+βlnkit+εit

式(1)中，GDPit表示經濟增長，Tourit表示旅游發展，HDIit表示人力資本，FDIit表示外商直接投資，Urbanit表示城市化，Envtit表示環境污染，Tradeit表示貿易開放度，它由三個指標構成：貿易總額除以GDP、貿易總額除以總人口、貿易總額除以滯后一期的GDP；Engyit表示能源消耗，kit表示資本形成總額，α0為常數項，εit為隨機誤差項。

本文選取東南亞地區9個國家的面板數據進行實證分析。由于面板數據經常出現異方差與自相關的問題，會對統計模型的結果產生誤導。為使本研究的結論更加可靠，參考Richard Blundell[52]的方法，采用系統GMM法，將被解釋變量的一階滯后期作為解釋變量；此外，由于模型中還包括其他變量，因此在估計過程中還需進行內生變量和外生變量的選擇。基于本文的研究目的，把旅游人數、人力資本發展、外商直接投資作為內生變量，同時將對外開放度滯后一階項作為工具變量，其余變量作為外生變量，對原公式作簡單變形。

(二)數量來源及變量選取

本文選取東南亞地區9個國家的面板數據，相關數據均來自世界銀行《世界發展指標》。由于旅游發展、人力資本、外商直接投資在東南亞國家經濟發展中處于重要地位，而經濟增長也與城市化、能源消耗、環境污染，資本形成總額、對外貿易息息相關[53]，因此將這些因素均納入經濟增長模型中。具體變量定義與數據來源見表2。

表3為描述性統計分析結果，第1列為變量名稱，第2列為樣本數，第3列為平均值，第4列為標準差，第5列為最小值，第6列為最大值。從表中可以看出，大多數變量都具有正的平均值和標準差，并且具有明顯的峰值分布。

表2 變量定義與數據來源

表3 描述性統計

四、實證分析

(一)單位根檢驗

在實證分析中，由于面板數據大多數是不平穩的，為了避免出現“偽回歸”的現象，在對自變量和因變量進行協整檢驗之前，需要檢驗所有的變量是否平穩。只有當各序列都是同階單整時，才能檢驗變量之間的協整關系。因此，本文使用LLC檢驗、ADF-fisher檢驗、IPS檢驗三種方法對所有變量進行面板單位根檢驗以檢測單位根的存在。若原序列不平穩，則通過差分計算進行調整，進一步檢驗其平穩性。

表4使用LLC，ADF-fisher和IPS檢驗對有和沒有時間趨勢的所有變量進行了評估，結果顯示，并不是所有的變量都是穩定的。

表5給出了截距和截距加時間趨勢下LLC，ADF-fisher和IPS檢驗的初步結果。結果表明，使用LLC，ADF-fisher和IPS檢驗，所有序列都是一階穩定的。因此，可使用面板協整方法來檢驗變量之間協整關系的存在。

表5 一階差分單位根檢驗

(二)面板協整檢驗

由于所用樣本都為一階單整時間序列，因此下一步可以使用協整檢驗考察變量的動態平衡。因此，本文使用Pedroni(1999,2001和2004)面板協整檢驗來檢驗因變量和自變量之間是否存在長期穩定的關系。表6的結果顯示，4個統計量都在1%的顯著性水平上拒絕了非協整的零假設，因此，自變量具有長期穩定的關系。同時，結合面板非參數(t-統計)和參數(adf-statistic)統計在截距加時間趨勢中更可靠的事實，可以得出一個強有力的結論，即面板數據集中的變量之間存在長期協整關系。

(三)實證結果及分析

表6 面板協整檢驗結果

表7和8分別列出了使用OLS、FE、FE-IV、FD-IV和sys-GMM的結果。表7顯示了變量的估計系數和標準誤差，其中OLS、FE估計沒有考慮變量內生性問題。內生性問題可能會導致結果出現偏差和不一致，因此FE-IV和FD-IV將滯后變量分別作為貿易的工具變量。表8顯示了應用sys-GMM方法的動態結果。

表7 OLS、FE、FE-IV、FD-IV結果

表8 系統GMM結果

人均GDP與國際入境旅游人數顯著正相關。在1%的置信水平上，國際入境旅游人數每提升1%，會帶來0.047%的經濟增長；在5%的置信水平上，國際入境人數每提升1%，會帶來0.079 9%的經濟增長。說明旅游業對東南亞地區國家的經濟增長有著顯著貢獻，這也進一步支持了旅游驅動型經濟增長(TLEG)的假說。東南亞國家處于亞熱帶地區，熱帶海灘與海濱風光適合于度假旅游，對歐美等世界客源國具有極大的吸引力。[54]入境旅游人數的增加，為東南亞國家創造了大量的外匯收入，同時，帶動旅游相關行業的發展，創造了更多的就業崗位，改善了當地居民的生活水平，促進了東南亞國家經濟增長。[55]

人均GDP與人力資本發展顯著正相關。在1%的置信水平上，人力資本發展每提升1%，會帶來2.432%到6.551%的經濟增長，說明人力資本的發展會極大地促進東南亞地區經濟的發展。東南亞地區人力資本水平在近20年得到了極大的提升，例如，泰國的HDI指數從2000年的0.649增加到2017年的0.755；越南的HDI指數從2000年的0.579增加到2017年的0.694。人力資本的積累成為東南亞國家經濟發展不可或缺的因素，高人力資本水平提高了東南亞地區勞動生產率，促進了技術創新，也為該地區創造了大量的就業機會，從而刺激經濟的進一步增長。[56]

人均GDP與外商直接投資不總是顯著正相關。在1%的置信水平上，外商直接投資每增加1%，會帶來0.001 82%的經濟增長；在5%的置信水平上，外商直接投資每增加1%，會帶來-0.004 93%經濟增長；在10%的顯著水平上，外商直接投資每增加1%，會帶來0.022 1%的經濟增長。外國直接投資對經濟增長的影響不僅取決于外商直接投資的數量和質量，還取決于東道國的技術進步水平、經濟穩定性、國家投資政策、開放程度和人力資本數量[57]等其他因素。東南亞投資環境也受到這些因素的影響，較為不穩定，存在一定的風險[58]，因此，外商直接投資對東南亞國家經濟的影響并不總是正向的。

五、結論與建議

本文使用2000—2017年東南亞地區9個國家的數據，運用柯布-道格拉斯生產函數構建新的經濟增長模型，分析了旅游發展、人力資本、外商直接投資對經濟增長的影響。主要得出了以下結論：旅游業的發展和人力資本水平的提高促進了東南亞地區國家的經濟，旅游和人力資本每提升1%，經濟增長分別會提高0.047%、3.913%；而外商直接投資對東南亞國家經濟增長產生的影響不總是顯著正相關，需要進一步考慮投資質量、東道國人力資源、經濟政策、開放度等內部環境因素。基于此，提出如下建議：

1.東南亞國家應借助其優越的地理位置、豐富的自然資源，充分發揮其巨大的旅游發展潛力。[59]近年來東南亞地區旅游安全事故頻發，勢必會對該地區入境旅游產生負面影響[60]。因此，政府應加大對旅游業投資，并進一步規范旅游市場、加大監管力度、保障旅游安全，以此吸引更多的游客。

2.加大東南亞地區人力資本的投資。東南亞地區應充分利用人力資本發展對經濟增長的顯著正向作用，增加人力資本投資力度，出臺人力資本政策，通過進一步提升教育、健康水平等措施來提升人力資本質量[61]，以此推動區域經濟增長。

3.在積極引進外商直接投資時，要注重外商直接投資的質量問題[62]，有選擇地利用外商直接投資，使之發揮對經濟增長的積極影響；同時，也應提高技術水平、保障經濟穩定性、出臺投資政策、擴大開放程度和提升人力資本水平、完善基礎設施等，為外商投資創造良好的內部環境，充分發揮外商直接投資對當地經濟增長的促進效應。

作為“一帶一路”的首要地區和關鍵節點，東南亞地區經濟高速增長對于推動“一帶一路”建設以及下一階段中國經濟的進一步發展有著重要的啟示意義。首先，東南亞國家借助已有資源，大力發展旅游業、提高人力資本水平、吸引高質量外商投資等一系列措施，對“新常態”下的中國經濟進一步發展具有借鑒意義；其次，本文對東南亞國家經濟發展問題的研究框架和方法，也可以為我國整體或者區域經濟發展提供可供參考的研究思路和路徑。