基于人力资本的FDI与经济增长关系：省际面板数据研究，本文主要内容关键词为：经济增长论文,人力资本论文,面板论文,关系论文,数据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F016 文献标识码：A
一、文献回顾
自从Hymer(1960)在理论上开创了以外商直接投资（以下简称FDI）为对象的研究领域以来，有关专家、学者在FDI形成机制、FDI对东道国及母国经济的影响、FDI跨国投资的区位选择等方面做了广泛而深入的研究。其中关于FDI与东道国经济增长关系的理论研究始于Chenery、Strout(1966)[1]的“双缺口”模型。该模型认为发展中国家在经济发展的过程中面临着储蓄缺口和外汇缺口，FDI的引进可以弥补双缺口，进而促进东道国的经济发展。“双缺口”模型提出了用外资来填补“储蓄缺口”和“外汇缺口”的政策含义，但是并未涉及到发展中国家由于技术落后、企业家短缺等因素导致的投资缺口。此后西方经济学家们对该理论做了进一步的发展和完善。Render D.在“双缺口”的基础上，提出了包括技术缺口的“三缺口”模型；Todaro提出了包括储蓄缺口、投资缺口、税收缺口以及生产要素缺口的“四缺口”模型，分析了引进外资的特殊作用。但是由于无法确定FDI对经济增长的定量影响及作用机制，众缺口模型都还缺乏系统性的实证研究。
自从Barro & Sala-i-Martin[2]提出内生经济增长模型后，众多学者开始在内生经济增长理论的框架下对FDI与经济增长的关系开展实证研究，讨论FDI对经济增长的影响及其作用机制。其研究思路基本上是借助内生经济增长理论，研究在开放条件下的经济长期增长，其核心是考察FDI如何通过技术外溢效应影响国内技术进步，从而最终作用于经济的长期增长，但所得结论并不一致。在对多个国家的分析中，Balasubramanyam等(1996)[3]发现，1970～1985年间FDI促进了发展中国家经济增长，而且采取EP导向的国家吸引FDI的总量和效率都大于以IS为导向的国家。Carkovic & Levine(2002)[4]用72个国家1960～1995年的数据检验了FDI对经济增长的作用，结果发现在控制了其他因素后，FDI对经济增长的独立促进作用不显著。对单个国家的分析中，同样也存在不同的结论。Aitken等(1999)[5]对委内瑞拉的研究、Haskel等(2002)[6]对英国的研究都表明跨国公司进入会引起正的技术外溢，而Haddad等(1993)[7]对摩洛哥的研究以及Blomstrom(1999)[8]对墨西哥的研究则发现FDI对这些国家经济增长的外溢作用是负的。
国内学者对FDI与经济增长关系的研究主要集中在实证分析上，其中赵晋平等(2001)[9]利用宏观经济计量模型测算了FDI对中国经济增长的贡献率，结果表明，1980～1999年的20年间，中国GDP年均9.7%的增长速度中，约有2.7个百分点来自于FDI的直接和间接贡献。萧政和沈艳(2002)[10]通过对中国和其它23个发展中国家总量时间序列资料进行分析，认为国内生产总值与FDI之间存在着相互影响、相互促进的互动关系。桑秀国(2002)[11]利用中国各省横截面的数据检验FDI对GDP的影响，证实了FDI与GDP存在正相关关系，并对中国1983～2001年的时间序列数据进行检验，证实了FDI与GDP具有双向的Granger因果关系。武剑(2002)[12]则以经济增长理论为背景，运用多维方差分析模型，对我国地区间GDP差距、国内投资数量差距、国内投资效率差距、FDI数据差距、FDI效率差距等关键变量进行了研究。结果表明，FDI的区域分布不能有效解释各地区经济的不平衡状态，相反，国内投资的区域差距，特别是在投资效率上的显著差别，是造成区域经济差距长期存在的主要因素。
从既有的文献来看，FDI外溢效应的存在已经被多数学者所认同，但是针对不同国家，甚至是同一个国家的实证研究结论却并不一致。究其原因，除了样本地、数据（横截面数据、时间序列数据或Panel-Data数据）、研究方法（模型的设定、变量的选择和估计方法）的差异外，还与研究者视角有关。部分学者开始探讨了FDI促进东道国经济增长的条件。De Gregorio(1992)[13]认为“在特殊的条件下”FDI在促进经济增长方面可以起积极作用。Balasubramanyam等(1996)[3]105认为，在FDI对东道国经济增长的影响中，东道国的开放水平起着至关重要的作用。Borensztein,Gregorio & Lee(1998)[14]认为FDI对发展中国家经济有促进作用，但是此作用受人力资本的影响，只有人力资本超过一定的阈值后，FDI才能显著促进经济增长。赖明勇(2003)[15]认为导致FDI实证检验结果不一致的深层次原因在于没有考虑到东道国企业的技术吸收能力，即东道国人力资本的重要性。王志鹏、李子奈(2004)[16]23的实证研究表明，FDI自身对我国经济增长有促进作用，但是效果不显著，FDI的外溢作用具有鲜明的人力资本特征，各地区必须跨越一定的人力资本门槛，才能从FDI中受益。以上研究结果表明，FDI影响着东道国的经济增长，但这种影响的产生和作用大小却受到东道国若干客观条件的约束。基于已有的相关研究成果，本文从东道国人力资本存量的角度出发，建立一个以FDI为核心变量，包含人力资本及其与FDI交叉项和若干控制变量在内的中国经济增长计量经济模型，来探讨FDI对中国经济增长的影响机制和作用力度，以期为中国今后一段时间提高外商投资水平和效率提供理论指导。
本文的以下内容安排如下：第二部分是理论分析与计量模型，第三部分是计量结果的分析和讨论，最后一部分是简要的结论与政策涵义。
二、理论分析与计量模型
（一）理论分析
新经济增长理论认为技术进步是经济内生增长的动力，而跨国公司的对外直接投资是技术扩散的主渠道。基于此，Borensztein,Gregorio,& Lee(1998)发现了FDI影响发展中国家经济增长的机制，并提出了FDI技术外溢的内生经济增长模型。该模型假设东道国是在生产资本品的过程中通过模仿吸收到的FDI产生外溢效应的。
模型考虑Cobb-Douglas生产函数：
：各地区接受高等教育、中等教育的在校学生人数与总人口之比，用于近似反映人力资本存量。国际上对人力资本存量的测算，通常采用Barro和Lee(1993)提出的平均受教育年限来近似计算，但是由于无法找到我国各地区每年总人口受教育程度的构成数据，故本文参照王志鹏、李子奈(2004)[16]23，姚树洁(2006)[17]等提出的接受高等教育、中等教育在校学生人数与总人数之比来近似替代。
的乘积，用来检验FDI技术外溢效应的发挥是否需要与一定的人力资本相结合。
除了以上影响经济增长的核心变量之外，我们还根据有关文献和中国的实际情况，选择以下几个影响经济增长的控制变量。
：每年各地区国内投资占GDP的比重，用来近似说明国内资本存量对经济增长的贡献(Balasubramanym(1996、1998)以及Wei和Liu(2002))。国内投资总额是利用全社会固定资产投资总额减去经人民币折算后的FDI，再用GDP缩减指数调整得到的数据。
：每年各地区政府支出（利用GDP缩减指数调整）占真实GDP的比重，是粗略反映各地区政策的变量。理论上“小政府”是市场化的目标，即应该缩减政府规模，减少不必要的政府开支。但是对于中国这样一个高储蓄和消费需求相对不足的国家而言，政府消费在一定程度上可以弥补居民消费的不足，从而促进经济的增长。而政府支出除了政府消费之外还包括政府在公共品上的投资，这有可能会对私人投资产生“挤出”效应。因而政府投资变量的系数符号难以判断。
DUM：地区虚拟变量，用于解释以上各变量无法解释的由于各地区在优惠政策、地理环境、人文环境等方面不同所产生的差距。我们按照现行的东、中、西部划分原则（注：东部地区：北京市、天津市、河北省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、辽宁省和海南省；中部地区：山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省、吉林省和黑龙江省；西部地区：内蒙古自治区、广西省、四川省、贵州省、云南省、青海省、陕西省、甘肃省、宁夏回族自治区和新疆维吾尔自治区。），把样本中的29个省、自治区和直辖市分成三个组，并对东、中、西部地区依次赋值为3、2、1。理论上讲，若区域政策的差异的确造成了区域经济增长的差异，那么地区虚拟变量应该与经济增长呈正相关关系。
：各地区初始的自然对数，用于检验经济是否收敛。若该变量系数为负，则表示经济增长存在收敛的趋势，否则为发散。
（三）估计方法
面板数据具有将时序数据与截面数据相结合的优点，但却可能同时造成异方差性和序列相关性，从而使普通最小二乘法(OLS)失效。理想的估计方法是采用似然不相关法(SUR)，它可以同时对横截面单元的异方差性和时间序列的相关性进行修正，但是对于“宽而短”（截面单元很多而时序长度较短）的样本数据，这种方法也会失效（残差的相关阵退化奇异阵）。
目前面板数据估计通常采用Borensztein等(1998)的处理方法，即先将面板数据转换成截面数据，并用OLS分析得到一个初步分析结果，然后将样本空间分成相等的两个时段，再采用SUR的处理方法。但该方法也有以下两个缺点：一是将面板数据截面化将失去面板数据本来的价值，二是对样本进行人为的时间分段会造成估计的偏差。
为了克服上述方法的缺点，本文决定采用面板数据的固定效应(fixed effect)和随机效应(random effect)估计方法，即如果选择固定效应模型，则利用虚拟变量最小二乘法(LSDV)进行估计；如果选择随机效应模型，则利用可行的广义最小二乘法(FGLS)进行估计(Greene,2000)。它可以极大限度地利用面板数据的优点，将那些“因省份而异且不可观察的”因素控制住，尽量减少估计误差。至于究竟是采用固定效应还是随机效应，则要看Hausman检验的结果。
三、回归结果与分析
为了详细测量每一个解释变量的回归系数，本文采取逐步回归法，也就是逐渐增加解释变量的个数并删除不显著的解释变量，具体结果见表1。
表1 外商直接投资对经济增长的效应分析实证研究结果
注：①因变量为人均实际GDP的对数；②回归软件是Eviews5.1，括号中的数值为t检验值，*，**，***分别表示在1%，5%，10%水平上显著；③Hausman统计值下面一行括号中的数值是接受原假设（随机效应）的概率，当概率低于0.05时采用固定效应模型，否则采用随机效应模型；④样本期为1987～2004年。
模型(1.1)只选择了GFDI一个解释变量，结果表明GFDI对lnPY有正向的显著影响，但模型的拟合效果并不是很好（调整后的
仅为0.2172）；模型(1.2)在添加了
这个反映高等教育人力资本存量的指标后，模型总体拟合效果有了显著的改善，并且变量的系数也显著为正，表明具有高等教育水平的人力资本对经济增长有明显的促进作用。模型(1.3)中继续添加GFDI·变量来考察FDI是否与具有高等教育水平人力资本相结合来促进经济增长，结果显示该变量的系数为负且不显著，这表明1984～2004年间，FDI技术外溢效应的发挥并未与高等教育水平人力资本相结合。模型(1.5)中，用GFDI·
变量来替代模型(1.3)中的GFDI·，结果GFDI·变量系数显著为正，这表明1984～2004年间与FDI相结合产生技术外溢效应的是具有中等教育水平的人力资本。为了检验FDI技术外温效应与人力资本相结合的层次在近几年是否发生了改变，模型(1.4)选取2000～2004年为样本进行回归，结果表明GFDI·变量的系数虽然变成正数，但是仍然没有通过10%水平的显著性检验。究其原因，是由于长期以来我国吸收FDI主要集中在服装、电子元件等人力资本水平要求不高的劳动密集型行业，尽管上世纪90年代末以来，国外跨国公司开始将投资重心转向汽车制造、通讯技术等技术密集型行业，FDI开始与高层次人力资本相结合产生外溢效应，但由于外溢效应的时滞性，使得模型(1.4)中的系数为正但仍不显著。
模型(1.6)～(1.9)中，依次添加DI、GOV、DUM、等控制变量，可以得到以下几点结论：(1)ID的系数都显著为正，表明国内投资促进了经济增长；(2)GOV的系数显著为负，表明政府支出确实存在着一定程度的“挤出效应”；(3)DUM的系数显著为负，表明国家优惠政策在一定程度上影响着区域经济的增长（事实上，这也是区域经济差距扩大的重要原因之一）；(4)
系数为负但不显著，表明现阶段我国区域经济增长虽呈现出趋同性，但趋势并不明显。
模型(1.5)～(1.9)还显示，在包含GFDI和交叉项GFDI·的方程中，两个变量都显著，并且GFDI变量的系数均为负，这表明“人力资本门槛”确实存在。经计算（注：设GFDI的系数为α，GFDI·的系数为β，若要使GFDI对经济增长的影响为正，只需要α×GFDI+β×GFDI·＞0，即α+β×＞0，亦即＞-α/β，则-α/β为人力资本门槛。），我们可以得到每个模型所确定的人力资本门槛如表1最后一行所示。若取模型(1.9)所确定的人力资本门槛为标准，即只要当地接受中等教育在校人数与总人口之比超过3.48%，就认为当地经济可以从FDI中获益，则我们发现只有贵州省人力资本存量未能跨过人力资本门槛值，未能从FDI中获益。
上述研究并未考虑FDI的内生性问题。为了预防因不对FDI的内生性加以控制而可能产生的结果偏差，我们通过引入工具变量的方法对表1中的各模型进行重新估计，回归结果见表2。
表2 考虑了内生性后外商直接投资对经济增长的效应分析实证研究结果
注：①因变量为人均实际GDP的对数；②回归软件是Eviews5.1，括号中的数值为t检验值，*，**，***分别表示在1%，5%，10%水平上显著；③Hausman统计值下面一行括号中的数值是接受原假设（工具变量-随机效应）的概率，当概率低于0.05时采用工具变量-固定效应(IV-FE)模型，否则采用工具变量-随机效应(IV-RE)模型；④样本期为1987～2004年。
工具变量的选取为：(1)滞后一期的GFDI作为GFDI的工具变量；(2)人力资本存量的工具变量为其自身；(3)滞后一期的交叉项为交叉项的工具变量；(4)控制变量的工具变量均取其自身。
对比表1估计结果，考虑了内生性后的回归结果对各系数的显著性并没有改变，但是系数的大小却有了一些变化：(1)GFDI和GFDI·的系数绝对值都增大了，这表明忽略了FDI的内生性会低估FDI对经济增长的贡献；(2)人力资本存量的系数大都有所减小，说明FDI内生性的存在将会高估人力资本存量对经济增长的贡献；(3)GOV系数仍然为负，但是绝对值减小了，说明政府支出的“挤出效应”的确存在，但是被高估了；(4)人力资本门槛数值都增大了，这说明FDI的内生性会提高人力资本的门槛值，若以模型(2.9)的人力资本门槛为标准，则除了贵州省以外，还有云南和广西两省没能跨过人力资本门槛，不能从FDI中获益。
四、结论与政策涵义
本文通过对1987～2004年中国省际的面板数据分析了FDI技术外溢对经济增长的作用，可以得到以下结论：
第一，FDI本身的外溢效应并未给经济增长带来益处，它需要与人力资本相结合，才能促进经济的增长。人力资本对于FDI技术外溢效应的发挥有着至关重要的作用，与我国不同阶段FDI的产业分布和技术水平不同相适应，人力资本发挥作用的层次也不同。1984～2004年期间，具有中等教育水平的人力资本对于FDI技术外溢效应的发挥起到了显著的促进作用，而在2000～2004年期间，FDI的技术外溢效应与人力资本相结合的层次开始发生改变，具有高等教育水平的人力资本对于FDI技术外溢效应的发挥起到了促进作用，但是由于FDI产业结构的调整有一定的时滞，这种正向的作用还不显著。
第二，FDI技术外溢的产生还受到“人力资本门槛”的限制，只有人力资本存量超过门槛值的地区才能从FDI外溢效应中受益，否则FDI的流入就会产生“飞地”效应，甚至阻碍经济的发展。
第三，国内投资对经济增长有显著的促进作用；政府支出妨碍了经济增长；国家优惠政策能够促进经济发展；我国地区经济增长有收敛的趋势，但并不显著。
第四，计量模型中调整后的R[2]最高只达到0.8542，这表明虽然FDI对我国经济长期均衡、稳定增长的作用不容置疑，但作为一个人口众多、幅员辽阔的发展中大国，在大力促进FDI技术外溢的同时，更要依赖本国的R&D和技术创新。
以上结论的政策涵义是：(1)在充分利用国内经济资源和比较优势的基础上，积极扩大外资引进的规模，逐步使FDI成为我国经济增长的主要源泉；(2)大力发展教育事业，培养出高素质的劳动力，为FDI的技术外溢提供合格的人力资本；(3)加大对R&D的投入，增强自主创新能力，提高科学技术水平，缩小与跨国公司的技术缺口，为实现FDI对增长的促进作用奠定技术基础；(4)把吸收FDI的重点放在增强技术进步上，促使我国经济增长走上内涵式增长的道路；(5)加大中西部地区吸引FDI的政策扶植力度，促进我国经济的均衡稳定增长。
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