外资特征对中国经济增长的影响，本文主要内容关键词为：外资论文,中国经济增长论文,特征论文，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。
JEL Classification:F21,O11,C23
一、引言
在众多研究FDI为东道国带来的收益或外部性的文献中，研究者大都将FDI作为一种同质的资本，通过分析FDI对东道国的经济增长、技术外溢、产业结构、就业等层面的影响来阐述FDI对东道国经济发展的作用，或是通过东道国的吸收能力、制度、投资环境等因素来解释为什么FDI对各国经济发展的作用不一样，这些研究得到了很多富有成效和意义的结论。但是大部分研究都是从东道国的异质性出发，而没有区分具有不同特征的FDI。然而从直观上来看，不同特征的FDI，例如来源不同、投资目的不同、投资方式不同、投资产业不同、技术含量不同，很可能会对东道国经济发展产生大相径庭的影响。因此，本文试图从FDI的特征出发，讨论FDI的特征、FDI数量对经济增长产生的作用，一方面可以从一个新的角度审视外资对我国经济增长的作用，另一方面为学者们关于FDI是否可以促进经济增长这一问题的争论提供一个新的研究视角，另外还可以为政府吸引外资提供一定的参考。
本文的第二节将简要地回顾国内外学者对FDI的相关研究，第三节将在一个基准的计量模型中引入外资特征指标，并介绍文中所用的数据和回归方法，第四节为利用我国部分省市的FDI数据进行实证研究的回归结果及其解释，第五节将结合经验分析结果给出相应结论和政策建议。
二、文献综述
有关FDI促进经济增长的问题，国外学者做了大量的理论和实证研究，这些研究大多没有区分不同特征的FDI对经济增长的影响，得到的结果也截然不同。Borensztein et al(1998)利用OECD国家对69个发展中国家的投资数据进行分析，认为FDI可以促进经济的增长，但是这需要东道国的人力资本充足，能为FDI提供技术扩散的有效途径。Campos和Kinoshita(2002)利用发达国家对25个转型中的前苏东国家的外商直接投资和经济增长的数据进行分析，之所以采用该样本是因为他们认为这些国家的人力资本存量较高、基础设施也比较完善，和许多发达国家类似，所以不存在投资国和东道国之间的技术差距，他们分析的结果也认为FDI有效地促进了经济的增长。Ghatak和Haligiogluf(2007)利用1991-2001年140个国家的数据，通过单方程和联立方程回归检验FDI与经济增长之间的关系，结果显示FDI与经济增长之间是显著的正向关系。然而，也有很多学者的实证研究结果显示FDI与经济增长之间的关系并不一定是正向的。Kawai(1994)指出在大部分的亚洲和拉美国家中，FDI的增加不利于经济的增长。Carkovic和Levine(2002)的研究采用了72个国家的样本，这些样本既包含了发展中国家又包含了发达国家，回归结果显示FDI对经济增长没有明显的作用。Djankov和Hoekman(1999)也指出在东欧和中欧的国家中，FDI对经济增长的作用是负向的。
国内学者对于FDI与中国经济增长之间的关系也做了大量的研究，他们的研究采用了各种不同的方法和数据。一部分学者采用时间序列数据进行实证研究，Shan(2002)利用1986-1998年中国的季度数据，采用VAR方法，分析了中国的FDI与产出、出口、投资、劳动力、工资成本、汇率、东西部地区收入差距之间的关系，结果显示出产出和FDI之间存在双向的因果关系。Tand et al(2008)利用1988-2003年中国的时间序列数据和VAR模型，研究了FDI、国内投资与经济增长之间的关系。他们的研究结果显示，中国经济增长与国内投资之间存在双向因果关系，但是FDI与经济增长、FDI与国内投资之间只有单向因果关系。很多学者则采用面板数据分析FDI与中国经济增长的关系，沈坤荣(1999)利用各省的数据得出FDI占国内生产总值的比重每增加1个单位可以带来0.37个单位的综合要素生产率的上升。江锦凡(2004)认为FDI在中国经济增长中存在资本效应和外溢效应两方面的作用，并利用Granger因果检验分别检验了FDI的技术外溢效应、制度变迁效应和产业结构效应，肯定了FDI对经济增长的促进作用。王成岐等(2002)考察了FDI与经济增长的关系，他们引入了各省的市场化程度、进出口增长率、劳动者构成等辅助变量，同时根据各种标准将样本分为不同组别。结果显示出，东道主的经济技术水平和政策因素均会影响FDI与经济增长之间的关系。吴林海等(2003)则研究了集聚效应、FDI与中国经济增长的关系。研究结果表明，FDI的要素投入是经济增长的重要因素，同时FDI通过技术外溢效应、区域创新网络效应，也对经济增长产生了积极的影响。还有一些学者同时采用了横截面和时间序列数据分析该问题，如马岩(2006)、魏后凯(2002)等，他们也得到FDI可以促进经济增长的结果。而陈浪南等(2002)则采用统计核算的方法，利用中国统计年鉴的数据，就外商直接投资对中国经济增长的影响进行经验研究。他们从总供给的角度出发，估算了固定资本投资、外商投资、劳动力对经济增长的贡献率。虽然学者们采用的数据和方法各有不同，但是他们的研究结果基本上都支持FDI有利于中国经济增长这一观点。
通过区分不同特征的外资来研究FDI与经济增长之间关系的文献并不多见。Alfaro和Charlton(2007)研究了FDI与经济增长之间的关系，他们认为不同特征的FDI对经济增长的影响不同，例如FDI进入东道国的方式、FDI的来源国、FDI投资的行业、东道国主观的产业政策等等。他们利用OECD数据库，根据不同产业中人力资本密集程度和金融依赖程度对29个不同部门和产业进行分类，研究在不同类型产业中的FDI对经济增长的作用，结果显示出投资在高金融依赖部门和高人力资本密集程度部门的FDI对经济增长的作用远大于低金融依赖部门和低人力资本密集程度的部门。Assanie和Singleton(2002)研究了外资质量对经济增长的作用，他们认为高质量的外资意味着可以引入较多的高新技术，进而通过技术扩散、技术转移促进东道国经济的发展。他们构造了一个联立方程组，利用102个国家的数据检验不同质量的外资对经济增长的影响。他们认为高新技术的引进情况可以体现在东道国分类商品进口中，因此分别利用初级产品和工业制成品的进口代表不同质量FDI的引入，回归结果显示出低质量的FDI不利于经济的增长，而高质量的FDI则促进经济增长。Javorcik et al.(2004)研究了来源于不同国家的FDI对罗马尼亚经济增长的影响，他们的实证研究结果指出，来自美国和亚洲，同时投资在下游产业的FDI对处于上游产业的本国企业生产率的促进作用大于来自欧洲的FDI，他们认为外资来源国的特征对于FDI影响经济增长的作用十分显著。Fortanier(2007)认为FDI的来源国不同会对东道国的R&D、专业化、生产要素的利用比例、全球化战略等多个方面造成不同的影响，他们利用1992-2002年间6个主要外资来源国在71个国家的直接投资数据，检验了不同来源的FDI与经济增长的关系，结果证明了来源国不同的FDI对东道国经济增长的作用是不同的。Mencinger(2003)研究了1994-2001年间8个转型国家FDI与经济增长的关系，发现FDI与经济增长之间呈现出显著的负向关系，Mencinger进一步指出这种关系可以由FDI的形式解释，在这些国家中的FDI更多的是并购形式而非绿地投资，FDI的收益大部分用于消费和进口而不是提高企业的生产效率，因此对经济增长的作用是不大的。Sun(1998)考察了1979-1996年间中国FDI的特征转变，从文字上分析了不同外资来源国或地区投资的动机、产业分布、投资规模、外资企业所有制形式、外企与中国文化差异的状况和原因。许罗丹等(2004)通过对广东省华资、欧资、日资、美资4组外商投资企业的调查数据，总结外商直接投资溢出效应的途径，从统计数据上对比分析了这些外商直接投资在产品水平、R&D投入、上游产品来源、员工素质、培训方面对我国企业的技术溢出的影响。
与上述研究FDI特征对经济增长的文献不同，本文所采用的数据是中国分省的宏观经济数据，对外资特征的刻画更多地从外资自身而非从东道国的角度出发，同时从多个视角分析外资特征、外资数量以及两者的交互项对经济增长的影响。
三、模型、数据与方法
1.模型设定
在研究FDI与经济增长的文献中，很多学者(如Borensztein et a1.，1998；Zhang，2001；Tand et al，2008)都采用了如下的基准回归模型：
其中ρ为时间偏好率，设人口增长率为0，则经济增长率的表达形式如下：
2.数据来源及说明
经济增长率指标采用各省或直辖市的国内生产总值增长率度量，国内投资指标采用各省或直辖市的固定资本投资额与外商固定资本投资额之差占当地国内生产总值的比重度量，外商直接投资额由各省或直辖市的实际利用外资额占当地国内生产总值的比重度量，人口增长率采用各省或直辖市的人口自然增长率衡量。另外，我们采用人力资本指标、政府支出和初始人均收入水平作为控制变量。人力资本指标利用各省或直辖市6岁以上人口的人均受教育年限度量。①政府支出指标采用各省或直辖市的政府支出总额占当地国内生产总值的比重。初始人均收入指标采用各省或直辖市的滞后5期人均收入水平的对数值。
3.外资特征的选取
鉴于数据的可获得性和可操作性，对外资特征的度量我们考虑了四个方面的内容，一是单项外商直接投资的规模，二是外资在制造业中的投资比重，三是外资企业出口占该地区出口额的比重，四是外资所包含的技术水平。本文将利用中国的省际数据分别对以下四个方程进行回归分析：
之所以分析上述四个方面的外资特征是因为：(1)单项外商直接投资规模越大越有利于外资企业形成规模经济，发挥成本优势、价格优势、管理优势；(2)外资在制造业部门投资的比重较高有利于改造和提升传统产业，优化我国产业结构；(3)近年来国际贸易是拉动我国经济增长的重要因素，而外资企业出口额占到我国出口总额的一半以上，高出口倾向的外资是否更有利于经济增长是需要思考的；(4)可以向东道国转移先进技术是FDI促进东道国经济增长的重要原因，但是如果考虑到技术的适宜性或者东道国的吸收能力，最先进的技术是否更有利于促进经济增长是值得考察的。
单项外商直接投资的规模SCALE采用外商合同投资额与签订外资合同个数的比值②，单位为亿元人民币。外资在制造业的投资比重INDUST采用各省或直辖市外资在制造业部门投资的实际额与外商投资实际总额的比值度量。外资企业的出口比重采用各省或直辖市的外资企业出口总额占当地出口总额的比重EXPORT度量。各省或直辖市所吸引的外资技术指标TECH为外资来源国的技术指标加权平均值，具体的计算方法如下：
(14)
其中
为该省吸引的外资来源国i的实际外商直接投资额，
为该省吸引的外商直接投资实际总额，
为外资来源国i的技术指标。一般而言，对于一国的技术水平的度量有四个指标：一是该国R&D投资占国民生产总值的比重，二是该国每百万人研究人员数(单位千人)，三是该国专利申请数量，四是该国高新技术产品出口占该国出口的总额的比值。③以上技术指标的数据均来源于世界银行数据库。通过比较我们发现，选择每百万人技术人员数目度量外资来源国的技术水平比较恰当，该数据采用各国2000-2005年的平均值。这里需要指出的是，虽然我们采用外资来源国的技术水平加权值来度量外资的技术水平，但是并不意味着技术水平最高的国家就一定会向我国转移最先进的技术，它们一般只是在东道国使用中等水平的、比较成熟的技术。然而不可否认的是，高技术含量的外资比低技术含量的外资更有基础和可能性产生正向的技术外溢和技术扩散的效应。
文中所有名义变量均以1999年为基期的价格水平消除了价格影响。文中所有数据均来源于各年《中国统计年鉴》、各省和直辖市统计年鉴以及世界银行数据库。由于文中可以查询到的各省统计年鉴仅为1999-2006年，同时在1999-2006年间连续报告了外商直接投资单项规模的省份为27个，报告了FDI行业分布的省份有17个，报告了外资企业出口额的省份有15个，报告了FDI国别分布的省份有18个。表1为数据描述性统计。
4.内生性与回归方法
在众多文献中，很多学者都指出，国内固定资本投资和外商直接投资与经济增长之间很可能存在双向的因果关系，因此计量模型中也许会存在内生性问题。为检验国内固定资本投资INV和外商直接投资FDI是否为内生变量，本文采用了内生性Hausman检验。具体地，内生性Hausman的t统计量为：
从内生性Hausman检验结果可知，FDI和INV变量同时为内生变量，因此，文中选取INV的滞后一期变量作为INV的工具变量，选取FDI的滞后一期变量作为FDI的工具变量，并利用两阶段最小二乘法控制内生性。
根据常数形式的不同，面板模型一般可以分为合并或约束模型、固定影响模型和随机影响模型。我们可以基于两个检验来选择常数项形式，一个是检验固定影响模型还是合并模型的F检验，另一个是检验固定影响还是随机影响的Hausman检验。通过检验结果的对比可知④，方程(10)—(13)均应该选取固定效应的形式(文中模型均设定为截面固定效应)。由于文中采用的数据是面板结构，因此利用GLS方法消除面板数据中的截面异方差，同时为消除序列相关对回归结果的影响，利用White Period加权矩阵得到稳健方差。
四、回归结果及其解释
为研究外资的特征和数量对经济增长的影响是否具有交互作用，我们进一步在回归方程中加入外资特征和数量指标的交互项，得到回归方程：
所有的回归结果见表2、表3。⑤表2、表3中(1)、(5)列是未加入外资特征指标的回归结果，用以检验外资数量是否会对经济增长产生影响，(2)、(6)列是加入了外资特征指标但是未考虑外资数量的回归结果，用以检验外资特征是否会独立对经济增长产生影响，(3)、(7)列是同时加入外资数量和外资特征的回归结果，(4)、(8)列是进一步加入外资数量和外资特征交互项的回归结果。
表2、表3中的回归结果显示出，INV变量的系数显著为正值，但其对经济增长的边际作用均小于FDI，HUMAN变量的系数不显著，GOV变量的系数均显著为负，Log(y[，0])变量的系数均显著为正，POP变量在少数回归结果中显著为正值，而在其他回归结果中不显著。这说明国内固定资本投资增加可以促进经济的增长，但是其边际作用小于外商直接投资，表明外资与内资是两种异质资本，外商直接投资通过多种途径对经济产生了正向的外部作用；人均受教育年限的变化对经济增长的影响不明显；初始人均收入水平的回归系数为正值，说明在回归样本中的这些省或直辖市之间不存在收敛的趋势，相反收入差距在不断扩大⑥；人口的增长在部分样本中表现出促进经济增长的作用，但在其他样本中作用不明显。政府的支出上升则不利于经济增长，这是与预期相反的，但是通过对数据的整理，我们发现，1999-2006年期间各地区政府支出占GDP的比重的均值在东部沿海省市为11.19％，中部省市为11.69％，东北三省为14.21％，而该比重在西部地区为23.3％，特别是西藏更是高达67.55％。因此，这一结果产生的原因可能是政府支出中有很大一部分是用于社会福利、社会保障、事业费用等，这一部分的支出不能直接促进经济增长。
1.加入单项投资规模SCALE作为外资特征度量指标的回归结果及分析
加入单项投资规模SCALE作为外资特征度量指标的方程(10)的回归结果见表2(1)—(4)。表2(1)为未加入SCALE变量的回归结果，数据显示FDI数量对经济增长的作用显著为正值。仅加入SCALE变量未加入FDI变量的回归结果见表2(2)，用以检验外资特征SCALE是否会独立对经济增长产生影响，结果显示SCALE变量显著为正值。表2(3)为同时加入FDI数量和SCALE变量的回归结果，数据显示FDI对经济增长的影响为正且显著，SCALE变量对经济增长的作用也是显著为正值。加入FDI和SCALE交互项的结果见表2(4)，结果显示FDI和SCALE变量的系数显著为正，但是FDI与SCALE的交互项系数不显著。因此，表2(1)—(4)的回归结果表明，外资的特征SCALE是正向影响经济增长的因素，单项外商直接投资的金额越大，越有利于促进经济的增长，这是因为外商投资的规模较小时，企业无法产生规模报酬，而当单项投资规模较大的时候，外资企业可以利用更先进的技术和设备等生产要素，同时使企业内部的生产分工更加合理和专业化，节省生产成本，提高企业效益，促进经济的增长。外资的数量也是促进经济增长的重要因素，但是外资的数量和单项外资投资规模之间不存在交互关系。
2.加入外资在制造业部门投资比重INDUST作为外资特征度量指标的回归结果及分析
加入外资在制造业部门投资比重INDUST作为外资特征度量指标的方程(11)的回归结果见表2(5)—(8)。表2(5)为未加入INDUST变量的回归结果，数据显示FDI数量对经济增长的作用显著为正值。仅加入INDUST变量未加入FDI变量的回归结果见表2(6)，用以检验外资特征INDUST是否会独立对经济增长产生影响，结果显示INDUST变量显著为正值。表2(7)为同时加入FDI数量和INDUST变量的回归结果，数据显示FDI对经济增长为正且显著，INDUST变量对经济增长的作用也是显著为正值。加入FDI和INDUST交互项的结果见表2(8)，结果显示FDI与INDUST的交互项系数显著为负。因此回归结果表明外资的数量增加可以有效促进经济的增长，同时外资在制造业投资的份额越大，越有利于经济的增长。外商投资的行业分布见表4。
我国外商直接投资在制造业的比重除了1999年保持在56％之外，其余年份都在60％以上，2004年更是高达71％。如果再看外商在制造业的投资分布(表5)，我们发现，外资在制造业的投资又以电子和通讯设备制造业、纺织业、化工制造业为主。相对于其他行业，投资在制造业更有利于产生行业的前向联系和后向联系，带动服务业的发展，促进我国产业结构的调整与升级。从外资主要投资的制造业部门来看，外资在电子和通讯制造业的投资份额最大，这十分契合我国经济发展的需要和国家“用信息化带动工业化”、走“新型工业化”道路的产业政策。外资在电子与通讯设备制造业的大量投资带动了我国在电子、通信产品等方面的生产能力，为向新型工业化转变提供了有力的保障。同时，根据商务部服务贸易司的统计报告，电子及通信设备制造业已经成为我国技术引进第一大行业，而且电子及通信设备制造业的快速增长，对整个工业经济的较快增长也起到了重要的拉动作用。另外，许多外资企业在我国建立了电子、通讯产品的技术研发中心和技术支持中心，这不仅提高了中国通信设备制造业的技术水平，更让内资企业在关键技术上取得了一系列的突破，有力推动了内资企业的发展。
而FDI变量与INDUST变量的交互项回归系数为负且显著，表明外资数量与外资在工业部门投资比重之间的关系是相互替代的，外资在制造业部门投资的比重对经济增长的影响力随着外商直接投资额的增大而弱化，同时外商直接投资额对经济增长的促进作用也会随着外资在制造业部门投资的比重上升而减小。这可能是由于外商首先投资效益较高的工业部门和行业，其次再投资效益较低的工业部门和行业，导致外商对制造业的投资效益具有下降的趋势。
3.加入外资企业出口比重EXPORT作为外资特征度量指标的回归结果及分析
加入外资企业出口比重EXPORT作为外资特征度量指标的方程(12)的回归结果见表3(1)—(4)。表3(1)为未加入EXPORT变量的回归结果，数据显示FDI数量对经济增长的作用为正值但是不显著。⑦仅加入EXPORT变量未加入FDI变量的回归结果见表3(2)，用以检验外资特征EXPORT是否会独立对经济增长产生影响，结果显示EXPORT变量显著为负值。表3(3)为同时加入FDI数量和EXPORT变量的回归结果，数据显示FDI对经济增长的影响为正但仍不显著，EXPORT变量对经济增长的作用显著为负值。加入FDI和EXPORT交互项的结果见表3(4)，结果显示FDI与EXPORT的交互项系数虽然为正但是不显著。因此回归结果表明，外资企业出口比重的上升不利于经济的增长，同时外资数量与外资企业出口比重之间不存在相互作用的关系。
外资企业出口比重提高不利于我国经济增长这一结果是与我国外资发展模式相关的。首先，从外资投资我国的目的来看，许多外国公司直接投资的重要目标是，通过在我国投资建厂，利用我国廉价的生产要素，生产产品并出口以获取贸易利益。统计数据也验证了这一点，外资企业出口占全国出口总额的比重从1992年的20.44％上升到2005年的58.03％。外资企业在我国投资生产并进行出口贸易主要有两种方式：一种是外资企业依赖于从我国国内企业采购中间产品和原材料，生产出成品后以一般贸易的方式出口；另一种方式是外资企业以加工贸易的方式进口中间产品和原材料，生产出成品后以加工贸易方式出口，而后者又是外资企业出口的主要方式。国家统计局资料显示，自2001年开始，外资企业的加工贸易出口额占全国加工贸易出口额50％以上，2004年达到了57.1％，外资企业的出口中加工贸易的份额一直在54％以上。因此，可以说大多数外商投资的重要目的是采用不同的贸易方式，利用我国的廉价资源，获得贸易利益。其次，我国外资企业的生产方式是国际代工并以加工贸易为主，这种生产模式处于全球价值链低端，对经济增长的带动作用比较微弱。孙楚仁等(2006)估计了加工贸易出口对经济增长的贡献率，他们指出1981-1991年间，加工贸易出口对经济增长的贡献仅为1.363％，即加工贸易额增长10％，才能带动经济增长0.136个百分点，而1991-2004年加工贸易出口对经济增长的贡献率约为2.85％，因此总体而言加工贸易对经济增长的带动作用是比较小的。朱延珺(2006)也指出外资企业的加工贸易的国内增值率低于国有企业。2003年国有企业加工贸易的增值率为67％，外资企业仅44.4％。在高新技术产品的加工贸易中，国有和民营企业的加工增值率为95％，而外资企业仅为62.5％。再次，正如前文的数据显示，外资企业以从事加工贸易为主，而这些出口加工企业所需的原材料大多数是通过进口贸易提供的，这使得从事出口加工贸易的外资企业与本地企业的关联度不高，大多数国内企业无法进入外资企业的生产链条，对当地经济增长的作用不大。因此，结合上述三点原因，出口倾向越高的外商直接投资对经济增长的促进作用越小。
4.加入外资所含的技术水平TECH作为外资特征度量指标的回归结果及分析
加入外资所含的技术水平TECH作为外资特征度量指标的方程(13)的回归结果见表3(5)—(8)。表3(5)为未加入TECH变量的回归结果，数据显示FDI数量对经济增长的作用显著为正值。仅加入TECH变量未加入FDI变量的回归结果见表3(6)，用以检验外资特征TECH是否会独立对经济增长产生影响，结果显示TECH变量显著为负值。表3(7)为同时加入FDI数量和TECH变量的回归结果，数据显示FDI对经济增长的作用为正且显著，TECH变量对经济增长的作用显著为负值。加入FDI和TECH交互项的结果见表3(8)。结果显示FDI和TECH的系数均显著为负，而FDI与TECH的交互项系数为正且显著，这说明外资数量和外资所包含的技术含量之间有明显的互动关系，见表6。
从表6中可见，FDI数量对经济增长的作用如果为正向的，TECH变量必须满足一定临界值，该临界值是FDI来源国每百万人中技术人员数超过1.632千人，低于1.632千人时，FDI数量对经济增长的作用为负。这可能是由于技术含量过低的外商直接投资不仅不能通过技术转移、示范效应等途径为我国经济增长带来正的溢出效应，相反还可能将一些低效率、高污染、高能耗的产业转移到我国。表6还显示出，TECH对经济增长的边际作用为-1.35＋0.644×FDI，当FDI占GDP的比重高于2.09％时，TECH与经济增长是正向关系，反之仍为负向关系。因此，结合FDI和TECH对经济增长的边际作用所得到的结论是，不同地区、不同技术含量的FDI对经济增长的作用是不一样的。在吸收FDI较多(大于2.09％)的地区，无论是从FDI数量对经济增长的边际作用还是TECH对经济增长的边际作用来看，高技术含量(TECH大于1.632千人)的FDI更有利于经济的增长。而在FDI吸收较少的地区，技术含量太高的外资将直接通过TECH变量对经济增长产生不利影响，但是技术水平太低(低于技术临界值)的外资，又会由于交互关系导致FDI数量对经济增长产生负面影响。因此，这些地区需要在这两者之中寻找一个平衡点，寻找适宜性技术水平的外资。
产生上述结果可能的原因是，存在一些特定的要素，它们既是吸引FDI的因素，又是高技术含量FDI能够促进经济增长不可或缺的因素。从统计数据来看，1998-2006年间，各省和直辖市吸引FDI实际额占GDP比重的平均值大于2.09％的省份有北京、福建、广东、江苏、辽宁、山东、上海、天津、浙江、江西、湖北、湖南和海南，小于2.09％的有安徽、甘肃、广西、河北、河南、陕西、山西、云南、内蒙古、吉林、黑龙江、重庆、四川、贵州、西藏、青海、宁夏和新疆。吸收FDI比重较高的地区基本集中在我国中东部地区，而吸收FDI比重较低的地区则集中在西部地区。与西部地区相比较而言，我国中东部地区经济较发达，基础设施完善，人力资本丰富，吸引外商投资的软件和硬件条件都比较优越，而且中东部地区的熟练劳动力、物资资本积累都远多于西部地区，资源禀赋状况与高技术含量的外商直接投资更加配套，因此在各种条件的作用下，中东部地区的这些省市不但吸引到较多的FDI，而且高技术含量的FDI更有利于该地区的经济增长。但是，因为这些要素和条件的缺乏，西部地区不仅无法吸引到较多的外商投资，同时高新技术对这些地区而言不是“适宜性技术”，因为技术水平相对较低的外商直接投资更符合西部地区的比较优势和资源禀赋状况。西部地区劳动力资源丰富，资本和技术相对缺乏，技术水平相对较低的外资企业可以吸收较多的剩余劳动力，促使劳动力从农业部门向工业部门和服务业部门转移，进而促进消费和生产，优化经济结构，加快经济的发展。相反，如果外商投资所含的技术过高，一方面西部地区企业对国外先进技术的学习、模仿能力不强，导致对技术的吸收能力不足，无法获得高技术水平外资的外溢性，另一方面与目前西部地区的发展阶段和资源禀赋不配套，反而还会阻碍经济的发展。
外商在不同区域投资的情况与上述分析是吻合的。我国东部沿海地区不仅吸引了大量的外商直接投资，同时外资对高技术产业的投资也基本上聚集在该区域。高敏雪(2008)通过对中国第一次经济普查数据的整理发现，外资在通信设备、计算机及其它电子设备制造业的投资绝大多数分布在我国东部沿海地区，其中广东、江苏、上海、天津、北京和福建的外资企业总资产占全国该行业外资企业总资产的88.14％，而在信息传输、计算机服务和软件业中，北京、上海、广东、浙江、江苏和辽宁地区的外企总资产占全国该行业外资企业总资产的94.85％，外资在交通运输设备制造业的投资业也集中在东部沿海地区和东北重工业基地。而西部地区吸收的外资的份额很小，同时FDI投资的技术层次也相对较低，李红梅等(2007)指出“西部地区FDI的产业结构单一，中小型劳动密集型工业，尤其是简单加工业占绝对优势，主要分布在原材料加工、食品、饮料、卫生洁具、化工、建材、包装材料等行业，而且外商投资在100万美元以下的生产型企业，绝大多数是劳动密集型的中小加工企业，而外商投资在100万美元以上的工业项目中，劳动密集型加工项目也占到80％。”
加入外资所含的技术水平TECH作为外资特征度量指标的回归结果也为解决学者们关于FDI对经济增长作用之间的争论提供了一个新的视角。很多学者的实证结果显示FDI对经济增长有促进作用，有的学者却指出FDI对经济增长没有明显的正向或负向作用，还有学者指出FDI对经济增长的作用是负向的。在这些学者的实证研究中，他们均将不同特征的FDI作为同质的要素，没有考虑FDI自身特征可能会影响FDI与经济增长之间的关系。而该回归结果中则明确显示出，当FDI特征不同时，FDI数量对经济增长的作用是可以截然相反的。
五、结论
通过前文的理论模型和经验分析可知，FDI的特征会直接影响外商直接投资对中国经济增长的作用程度甚至方向。具体结论如下：(1)外商直接投资和国内固定资本投资都会促进经济的增长，但是由于FDI中所包含的先进技术、管理经验、外溢性等因素，外国直接投资的促进作用显著大于国内固定资本投资；(2)外资的特征不同会对经济增长产生不同的影响，单项外商直接投资规模越大越有利于促进经济的增长，外资在制造业部门投资的比重越高越有利于促进经济增长，但是外资企业出口比重越高越不利于经济增长，在FDI吸收较多的地区，高技术水平的外商直接投资更利于经济的增长，而在FDI吸收较少的地区，适宜技术水平的外商直接投资更有利于经济增长；(3)外资的数量与单项外商直接投资规模、外资企业出口比重之间不存在交互作用，而与外资在制造业部门投资比重之间存在显著为负的交互作用，说明外资在制造业部门投资的比重对经济增长的作用随着外商直接投资额的增大而弱化。外资数量与外资技术含量之间存在显著为正的交互作用，同时外资数量对经济增长的作用如果为正值需要外资技术含量满足一定的临界值，只有高于该临界值，FDI数量对经济增长的作用才是正向的，反之为负向的。
根据以上分析，我们得出以下几点政策建议：第一，鼓励外商增大单项投资规模，促进外资企业发挥规模效应；第二，引导外商在制造业部门投资，加速我国的工业化进程，推进我国产业结构的升级，充分发挥我国的比较优势和后发优势，弥补我国在资本和技术要素方面的不足；第三，适当控制外资在加工贸易产业的投资，鼓励外资投资到高附加值的行业中；第四，在对外资的引进过程中，要结合我国不同地区的技术发展水平和人力资本状况，引入适宜技术而非一味追求最先进的技术。
本文通过理论模型和实证研究说明了外资数量和外资特征对中国经济增长的作用，但不足之处在于：(1)对于外资特征的度量可能并不全面，利用单项外商直接投资规模、外资在制造业部门投资比重、外资企业出口比重和外资所包含的技术水平四个指标并不能刻画外资的所有特征，在以后的研究中，随着数据的可得性增加，我们将对外资特征的描述进一步加以完善；(2)由于数据资料有限，本文的样本仅为部分省或直辖市1999-2006年的数据，因此扩大样本容量或许能够为进一步研究该问题提供更加丰富的结论；(3)本文采用的是宏观层面的省际数据，后续研究可以利用行业的微观数据进一步对外资特征与经济增长之间的关系做相应的分析。
作者感谢匿名审稿人提出的宝贵意见，还要感谢南开大学黄玖立老师提供的帮助。当然，文责自负。
注释：
①文中之所以计算的是6岁以上人口的人均受教育年限，而不是15岁以上人口的人均受教育年限的原因是：第一，我国各种统计年鉴中并没有报告15岁以上人口的受教育情况，只能找相应的替代指标。《中国劳动统计年鉴》中报告的是分地区全国就业人员受教育程度构成，只能反映就业人口的人均受教育情况。而《中国统计年鉴》中报告的是“各地区按性别和教育程度分的人口”，所涉及的范围是各地区6岁以上的全部人口，较《中国劳动统计年鉴》中的指标全面；第二，众多学者在计算我国人均受教育年限时也是采用文中的数据，例如，张焕明(2006)，包群(2008)。
②度量单项外资投资规模的最佳指标应该是，“外商直接投资实际额”与“外商合同实际执行履行个数”的比值，但是我国的统计年鉴中并没有报告“外商合同实际履行个数”这一数据，而相对于“外商直接投资实际额”与“签订外资合同个数”的比值而言，采用外资合同额与合同个数的比值更加合理。
③历年来，世界银行出版的《世界发展指标中》“科学与技术”一章中，均采用上述四个指标来衡量一国的科学技术发展水平。
④内生性Hauseman检验、F检验和Hausman检验的结果限于篇幅未在本文列出，如读者需要可以向作者索取。
⑤为检验所有回归结果的稳健性，我们进行了一系列稳健性检验，包括：(1)将所有的外资特征变量及外资特征与FDI的交互项同时加入方程回归；(2)改变样本容量，即分别对去掉各样本中吸引FDI最多的省份或吸引FDI最少的省份后的新样本进行回归分析；(3)改变度量指标，即利用滞后10期的人均收入水平对数值和利用各国R&D占GDP比重的加权平均值计算TECH指标重新进行回归分析。结果均显示出各变量回归系数的符号和显著性没有发生变化，因此我们认为表2、表3的回归结果是稳健的。
⑥学者们关于中国省际经济是否趋同这一问题的看法并不一致，一方面或许与各自采用的样本数据有关，另一方面也与实证研究中控制变量的选取有关。近期，一些学者利用各种方法研究中国经济趋同问题，结果显示全国范围内不存在经济收敛的趋势，这与本文的实证结果是一致的，例如，何一峰(2008)利用非线性时变因子模型，彭国华(2006)利用主成分分析方法，腾建洲等(2006)利用协整方法，徐现祥等(2005)利用半参数估计方法等。
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