经济全球化背景下FDI 流入对我国经济增长影响的实证分析

宋迎迎

(中共滁州市委党校,滁州 239000)

对外开放是我国的基本国策,也是国家繁荣发展的必由之路。 党的十九大报告明确提出,要“推动形成全面开放新格局”,“实行高水平的贸易和投资自由化便利化政策,保护外商投资合法权益”。 改革开放以来,随着我国经济的高速发展以及投资环境的不断改善,流入我国的FDI 规模持续扩大、结构持续优化、质量持续提高。2018 年,我国利用FDI 规模再创历史新高,实际利用FDI 金额1349.7 亿美元,稳居发展中国家首位,仅次于美国排名世界第二位。 在FDI 大规模流入我国的同时,改革开放以来我国经济以年均近10%的速度保持高速增长,创造了世界奇迹。 一国经济增长是多种因素共同作用的结果,而FDI 作为以资本为载体的一揽子要素投入,对我国经济增长是否有积极影响,效应大小与什么因素有关,应如何充分发挥FDI 的经济增长效应,本文将对此进行分析回答。

一、文献综述

对FDI 的研究始于20 世纪60 年代,以跨国公司为主导的外商直接投资快速增长,引起了经济学家们的关注,研究的领域主要包括FDI 产生的动机、模式及效应,产生了一系列国际直接投资理论。其中,FDI 与经济增长的关系问题是经济学家们研究的热点问题。 关于这方面的理论研究,最早是由美国经济学家Chenery、Strout(1966)[1]创立的“双缺口”理论。 该理论认为,在开放的经济条件下,发展中国家的经济增长面临许多因素的制约,其中“外汇缺口”和“储蓄缺口”是两个重要的制约因素,而FDI 的引进能够弥补上述两大缺口,进而推动东道国经济增长。 Streeten(1974)[2]发展了“双缺口”理论,在此基础上进一步提出“四缺口”理论。 该理论认为,FDI 除了能够有效弥补“外汇缺口”和“储蓄缺口”外,还能够弥补“预算缺口”和“管理、技能缺口”。 同时,FDI 作为资本存量、技术与知识的综合体,也在各经济增长理论框架内被广泛研究。 Solow(1957)[3]、Romer(1986)[4]认为FDI带来的先进技术能够促进东道国经济的长期增长。Chyau Tuan(2009)[5]通过实证分析得出,FDI 不仅作为一项资本投入,而且它带来的外生技术冲击能够有效促进东道国的技术进步,提高全要素生产率。 国内学者多从我国经济发展的角度出发,实证分析FDI 对我国经济增长的影响及其传导机制(白俊红,2018)[6](王冲,2019)[7],同时也涉及不同区域的比较分析(魏后凯,2002)[8](赵广川,2015)[9]。

综上所述,国内外关于FDI 的研究成果丰富,为本文提供了可拓展的学术空间和有价值的借鉴参考。

二、计量模型构建与实证分析

(一)计量模型构建

本文在新经济增长理论框架内,以Cobb-Douglas 生产函数为基础建立计量模型。 Cobb-Douglas生产函数的一般形式为:

式中,Y、K、L 分别代表总产出、资本存量和劳动投入量,A 为全要素生产率,α、β 分别代表资本和劳动的产出弹性系数。 对Cobb-Douglas 生产函数进行扩展,把K 分为国内投资Kd和外商直接投资Kf两个部分,构建开放条件下的生产函数。 开放条件下Cobb-Douglas 生产函数的表达式为:

为消除异方差的影响,对上式两边分别取对数,表达式为:

综合考虑影响经济增长的诸多因素,提高模型估计质量,在模型中增加出口、人力资本和市场化水平三个补充变量。 模型最终构建如下:

上述模型中,t 是时间下标,A 是全要素生产率,变量Y、Kd、Kf、L、E、H、M 分别代表GDP、国内投资、FDI、劳动力、出口、人力资本和市场化水平,ε 是一个随机扰动项,系数α、β、γ、χ、φ、δ 分别表示变量Kd、Kf、L、E、H、M 的产出弹性。

数据说明:Y 用国内生产总值来衡量,Kd用全社会固定资产投资减去外商直接投资来衡量,L 用年底就业总人数来衡量,Kf、E 分别用每年实际利用外商直接投资额和出口贸易额来衡量,H 用每年财政支出中的教育支出经费来衡量,M 用每年私营企业和个体就业人数/总就业人数来衡量。 为了得到不变价计算的Y、Kd、Kf、E 和H,采用以2000年为基期的居民消费价格指数,对上述5 个指标进行平减处理。 相关数据均来自于2001-2019 年《中国统计年鉴》。

(二)实证分析

1.格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验用于分析变量之间是否存在因果关系。 格兰杰因果关系检验的方法是估计两个回归模型:

原假设H0:β1=β2=…=βk=0,即xt不是引起yt变化的格兰杰原因。

ESS1、ESS2分别为模型(6)和(7)回归的残差平方和,k 和s 分别表示xt和yt的最大滞后阶数,n为样本数。 对原假设H0进行F 检验,对于既定的显著性水平α,若F＞F∂,则拒绝原假设H0,表明xt是引起yt变化的格兰杰原因。 检验Log(Y)和Log(Kf)是否存在因果关系,结果如下:

表1 格兰杰因果关系检验

表1 显示,对于“Log(Kf)不是Log(Y)的格兰杰原因”的原假设1 和“Log(Y)不是Log(Kf)的格兰杰原因”的原假设2,其F 统计量均非常显著,分别为8.477 和3.859,分别大于显著性为5%和10%,F 统计量的临界值4.45 和3.03,因此拒绝原假设。 这表明,FDI 既是促进我国经济增长的重要因素,同时我国经济增长也是吸引FDI 流入的重要原因,两者之间存在双向因果关系。

2.经济增长模型的计量分析

接下来运用模型(4)来分析FDI 对我国经济增长的影响,运用Eviews10.0 软件对模型进行普通最小二乘估计,回归结果为:

表2 包含了5 个回归分析,其中,回归(1)有Log(Kd)、Log(Kf)、Log(L)、Log(E)、Log(H)、Log(M)6 个解释变量,各解释变量的回归结果均十分显著,均通过了1%的显著性水平检验。 从各解释变量的参数估计值来看,Log(Kf)的系数为0.328,表明FDI 每增长1%将带动GDP 增长0.328%,FDI 在一定程度上促进了我国经济增长。Log(Kf)的系数是0.232,表明国内投资每增长1%将带动GDP 增长0.232%。 同理,出口、人力资本和市场化水平均是促进我国经济增长的重要因素。劳动力变量Log(L)的系数为负,并且在回归(2)、(3)、(4)、(5)中均得出类似结果。 笔者认为,造成劳动力增长效应为负的主要原因是劳动力的结构性因素,即不同类别的劳动力在经济增长不同阶段所起到的作用不一样。 高技能劳动力就业比重的增加将推动经济持续增长,而以农民工为代表的低技能劳动力推动了我国低成本工业化与城镇化的快速发展,但其难以成为支撑经济持久增长的动力。 新经济增长理论认为,技术进步是推动一个国家经济持续增长核心动力。 技术进步来源于创新,而创新则需要拥有知识、技术的人(人力资本)(秦晓丽等,2017)[10]。 随着我国经济发展进入新常态,我国经济发展的环境、条件、任务、动力都发生了新的变化,需要从单纯依赖劳动力投入的粗放式增长转向依赖人力资本和技术创新的集约式增长。

表2 FDI 及相关因素对全国经济增长的影响(2000-2018 年)

回归(2) 包含一个交互项Log (Kf) ∗Log(Kd),用来检验内资和外资之间是否存在“互补效应”。 回归结果显示交互项Log (Kf) ∗Log(Kd)的系数显著为正,为0.027,这表明两者之间存在“互补效应”。 FDI 和内资能够互补余缺,并且两者联合对经济增长的推动作用更大。 FDI 不仅能够在宏观层面上弥补一些领域的内资短缺,而且能够在中观和微观层面上弥补内资的技术缺口,通过促进内、外资产链的形成和技术“溢出效应”促进经济增长(陆妙燕,2004)[11]。

回归(3)包含一个交互项Log(Kf)∗Log(E),用来检验FDI 与出口之间的互动关系。 交互项Log(Kf)∗Log(E)的系数为0.013,且通过了1%水平的显著性检验,表明两者之间也存在互补关系。跨国公司作为我国对外经贸活动的重要主体,在扩大我国出口规模的同时也优化了我国对外贸易产品结构,进而有力地拉动了我国经济增长。

回归(4)包含一个交互项Log(Kf)∗Log(H),用来检验FDI 和人力资本之间是否存在交互影响。交互项Log(Kf)∗Log(H)的系数显著为正,为0.140,表明FDI 和人力资本结合将更有效率。 跨国公司能够通过研发、就业培训的本地化促进东道国人力资本的形成,同时东道国人力资本的高低在一定程度上也影响其对外商投资企业先进技术的吸收程度,进而推动东道国经济发展(周启良,2008)[12]。

回归(5)包含一个交互项Log(Kf)∗Log(M),即FDI 和市场化水平的联合效应。 交互项的系数显著为正,为0.037,表明市场化水平的高低是影响FDI 经济增长效应大小的重要因素。 市场化水平的高低反映了市场配置资源是否有效,体现了市场带来的竞争效应。 为了在激烈的市场竞争中求得生存与发展,外资企业需要采用先进的技术及管理方式来提高生产率,进而强化了其带来的经济增长效应。

从横向看,回归结果均显示国内投资、外贸出口、人力资本及市场化水平的系数显著为正,因此它们均是拉动我国经济增长的重要因素。

三、结论与对策建议

(一)FDI 是推动我国经济增长的重要因素,应积极吸引高质量的FDI,鼓励引导FDI 投向中、西部地区

格兰杰因果关系检验结果表明:FDI 流入和我国经济增长之间存在着双向因果关系。 FDI 既是促进我国经济增长的重要因素,同时我国经济发展也是吸引FDI 来华投资的重要原因。 经济增长模型回归结果显示,FDI 每增长1%,将带动我国GDP增长0.328%。 FDI 作为以资本为载体的“一揽子资源”综合体,给我国带来了大量的资金、技术与管理经验,为我国经济发展做出了重要贡献。 开放是国家繁荣发展的必由之路,我国应紧紧抓住经济全球化带来的新机遇,加快构建开放型经济新体制,逐步推广外商投资准入前国民待遇加负面清单管理制度,加强对外商投资企业合法权益的保护,为外商来华投资创造有利条件。 同时,在FDI 的选择上,应根据新时期我国产业结构调整的需要,不断提高利用FDI 的水平和质量,重点吸引技术密集型、高附加值的FDI,鼓励其投向高新技术产业、先进制造业和现代服务业。 在FDI 的区域分布上,应不断改善中西部地区的投资环境,引导FDI 流向中西部地区,参与中西部地区的开发建设,促进区域经济协调发展。

(二)FDI 与内资、出口、人力资本、市场化水平之间存在明显的“互补效应”,应强化FDI 与上述因素的联动,放大FDI 经济增长效应

在实证 分 析 中, 引 入 FDI 的 交 互 项, 如Log(Kf)∗Log(Kd)、Log(Kf)∗Log(E)、Log(Kf)∗Log(H)、Log(Kf)∗Log(M)。 这些交互项的回归系数显著为正,说明FDI 和内资、出口、人力资本及市场化水平之间存在显著的“互补效应”,FDI 能够和这些因素相互促进并联合对经济增长产生积极影响。 因此,应强化FDI 与这些因素的联动,放大FDI 的经济增长效应。 一是加强FDI 与内资的联动。 可以通过鼓励建立中外合资、合作企业等多种途径学习FDI 的先进技术及管理经验,增强内、外资的有效互动。 同时,积极引导外资企业融入相关产业链,促进内外资优势互补;二是加强FDI 与出口的联动。 应加快转变外贸发展方式,积极引导外商投资企业优化出口结构,提高FDI 的出口质量,实现从劳动密集型产品出口向高附加值资本、技术密集型产品出口转变;三是加强FDI 与市场化的水平联动。 要以开放促改革、促发展,通过对外开放为我国社会主义市场经济的建立和完善注入源源不断的外生动力;四是加强FDI 与人力资本的联动。 应积极鼓励外商投资企业进行研发活动、设立研发中心,提高我国劳动力的素质和水平,充分发挥FDI 与人力资本相结合带来的溢出效应。

(三)进一步增加国内投资、扩大出口、注重人力资本培养、提高市场化水平,共同促进我国经济高质量发展

实证分析结果显示,国内投资、出口、人力资本等均是促进我国经济增长的重要力量。 国内投资、出口、人力资本、市场化水平每增长1%,将分别带动GDP 增长0.232%、0.154%、0.279%和0.324%。因此建议:(1)继续加大国内投资尤其是中西部地区的投资力度,持续推进中西部地区的交通、水利、能源、通信等重大基础设施建设,充分发挥基础设施在推动经济发展、改善民生等方面的重要作用;(2)大力发展外向型经济,持续推进贸易强国建设。 进一步扩大对外开放水平,提高出口贸易对我国经济发展的贡献度,以“一带一路”建设为重点,加强经济政策协调和发展战略对接,推动形成全面开放新格局;(3)不断提高我国市场化水平及人力资本水平。 在市场化水平提升上,深入推进社会主义市场经济体制改革,通过完善产权保护制度和要素市场化配置,充分发挥市场在资源配置中的决定作用,同时要深化“放管服”改革,更好地发挥政府的作用。 在人力资本形成上,不断加强对教育的投资和改革,注重实用技能型人才的培养,充分发挥人才作为推动我国经济高质量发展“第一资源”的重要作用。