欠发达地区外商直接投资经济增长效应分析:以江西赣州为例

王满四，张延平

(广州大学，广东 广州 510006)

责任编辑:陈静

一、导言

吸收外资是大多数国家实现经济社会发展的基本政策。改革开放以来，我国也十分重视引进外资工作，至2010年，我国实际使用外资超过1万亿美元，连续17年位居发展中国家首位。外商直接投资(以下简称FDI)不仅带来了中国经济发展所需要的资金，其带来的先进技术、管理经验、发展理念也深刻影响到了经济社会生活的各个层面。

我国中西部欠发达地区引进外资的水平与其经济发展水平一样，都远远落后于东部沿海发达地区。但随着西部大开发战略与中部崛起战略的实施，特别是2010年《国务院关于进一步做好利用外资工作的若干意见》明确指出，要引导外资向中西部地区转移和增加投资，并出台了相关优惠措施，中西部欠发达地区日益重视引进外资工作，引进外资的规模和质量快速提高，同时地区间的竞争十分激烈。那么，FDI到底能对中西部欠发达地区的经济增长发挥怎样的作用呢？这个问题的答案对于中西部欠发达地区的决策者来说可能并不十分清晰，决策者可能清楚引进外资带来了多少投资、多少就业、多少财税收入，但引进外资也付出了巨大的直接成本和机会成本，对于这些成本的付出，决策者们可能并不十分清楚，因而FDI的经济增长效应也就难以衡量。

目前，有关FDI与地区经济增长关系的研究一直是专家学者探讨的热点。但是，相对于其他已经构成系统理论的观点，FDI与经济增长的关系仍然不够明显，缺乏具有较强说服力的研究成果的支持，无法形成自己特有的理论体系。更多的学者是从实证分析入手对FDI与东道国尤其是发展中国家国内经济增长的关系进行考察，但结论并不十分一致。我们认为，FDI的经济增长效应受多种因素影响，各地情况不同，其效应表现就不一致。那么，根据我国中西部地区的情况，研究FDI对经济增长的贡献及其制约因素就显得很有必要了。本文以位于我国中西部地区的江西赣州为例来展开研究。

赣州位于江西省南部，土地面积和人口分别约占江西全省的1/4和1/5，是江西省最大的设区市，也是中西部地区最大的地级市之一，是著名的革命老区，享受西部开发的政策优惠，毗邻珠江三角洲和闽南三角地区，境内资源丰富，相对于中西部及省内其他地区而言，具有较好的区位优势和资源优势，综合实力名列江西省第二，但发展基础仍然薄弱，单位土地面积和人均发展水平仍然较低，属于后发展、欠发达地区。改革开放以来，特别是“十一五”时期以来，赣州大力发展开放型经济，引进外资工作取得了长足发展，但其FDI是否发挥了良好的经济增长效应，仍值得深入探讨。

二、外商直接投资经济增长效应机理与模型

经济增长是经济学永恒的主题，也是众多学派研究的重点。这些学派强调，发展中国家经济起飞必须有足够的储蓄和外汇(双缺口模型)以及技术进步(新古典经济增长理论中的索洛模型)、研发(R ＆ D)、人力资本积累和外部性的作用(内生增长理论中的罗默—卢卡斯类型的模型)。在这些不同的经济增长理论框架内，对FDI促进经济增长的机制也有不同的解释。

这里考虑将FDI作为一种资本或投资形式，从投入产出的角度研究其对经济增长的影响，这是FDI对经济增长的直接或宏观作用。

在研究投入要素与经济增长之间的关系时，最常用的方法就是新古典主义的增长模型——索洛模型。[1]索洛模型为我们提供了资本积累促进经济增长的机制分析，投资增长促进资本存量增长，再通过生产函数促进经济增长，从而对生产要素投入的贡献作出了合理解释。但它对于外商直接投资与经济增长的关系只有十分有限的描述，认为FDI只是增加了资本积累，只能对短期经济增长产生影响，任何鼓励FDI的政策都是短效的。同时，以索洛为代表的新古典增长模型虽然涉及技术进步在经济增长中的作用问题，但一直把技术作为外生变量对待，使技术进步变得不可解释。

内生经济增长理论把技术进步纳入经济增长过程，使技术进步成为内生变量，得出了通过技术进步的变化(干中学、研发、教育投资等)导致规模报酬递增，从而促进经济长期增长的结论。内生经济增长理论的出现也使FDI的作用得到了全新的评价，特别是对于发展中国家来说，FDI的流入对其经济增长的影响已经不再仅仅局限于资本积累，它还可以通过技术外溢效应使该国的技术水平、组织效率得到不断提高，从而提高国民经济的综合要素生产率，形成赶超效应，使该国的国民经济走上内生化增长的道路。

为此，我们利用内生经济增长理论，将FDI作为一种生产要素引入生产函数当中。借鉴战明华的方法，[2]为避免FDI与全社会固定资产之间可能存在的多重共线性问题，我们建立如下动态柯布—道格拉斯(Cobb-Dauglas)生产函数:

这里各变量的含义为:y为总产出，A为综合技术进步因子，t为时间，kt为全社会固定资产投资，lt为全社会劳动者人数，ft为全社会固定资产投资中来自外资的部分，β1、β2、β3为相应的弹性系数，εt为独立同分布的随机扰动项且服从正态分布。

两边取对数，将式(1)变成线性形式:

三、变量与数据说明

由于从1984年开始可收集到赣州比较全面的FDI、全社会固定资产投资、全社会劳动者人数等数据，因此将研究的时间范围限定为1984～2010年。全部数据均来自于各年的《赣州统计年鉴》。

各变量所采用的数据说明如下:

1.总产出yt。以赣州各年度国内生产总值(GDP，单位:万元)计量，为剔除物价的影响，各年度GDP都要除以居民消费价格指数，该指数以1984年为基期。

2.外商直接投资ft。以赣州各年度引进外商直接投资额存量(单位:万元。包括我国港、澳、台企业直接投资)计量。各年度外商直接投资额通过各年平均汇价换算，以人民币计价，然后再通过上述价格指数将之换算成可比价格(以1984年为基期)，并按照国家对国有企业的最低折旧率要求7%计提折旧后计算累计数。计算方法为:

其中，it为第t年的外商直接投资流量。

3.全社会固定资产投资国内投资部分kt。以赣州各年度新增全社会固定资产投资额(单位:万元)累计数减去外商直接投资ft来计量。同样按照上述方法折算成可比价格，并计提折旧。

4.全社会劳动者人数lt。以各年度赣州劳动就业人数(万人)与教育水平的乘积衡量。当然，劳动投入还受劳动者生理、心理健康水平的影响，但受教育水平应该是最重要因素。受教育水平用赣州普通高校在校人数占赣州总人口的比率表示。

5.综合技术进步因子A。为简便起见，假设其为常量。

四、平稳性检验和回归分析

1.平稳性检验

根据上述整理的数据，可作出序列lnyt、lnft、lnkt、lnlt的散点图，看出它们在样本期间都呈上升趋势。这表明，这些时间序列可能是不平稳的，而非平稳的时间序列会产生伪回归现象。也就是说，回归的结果从表面上看很好，而实际上并不存在任何有意义的关系。因此，涉及对时间序列的回归时，必须对其进行平稳性检验。平稳性检验的方法很多，在此采用单位根检验中的ADF检验，实证结果均由Eviews6.0软件给出。

表 1 表明，lnyt、lnkt、lnlt的原序列 ADF 统计量均在1%的水平上明显大于临界值，说明这些时间序列是平稳的。lnft二阶差分序列的ADF统计量在1%的水平上显著，lnft为二阶单整序列。

2.相关分析

只有与因变量高度相关的自变量才适合引入模型，因此为保证线性模型的合理性，需要分析因变量与自变量的相关性，通过计算简单相关系数来分析。yt、kt、lt、ft等变量的相关系数结果见表 2。

从表 2 可以看出，yt、kt、lt、ft等变量都呈高度相关，表明线性模型在解释它们的关系时是比较合适的。

3.回归分析

对方程(2)分别引入不同的自变量进行最小二乘法回归，得到表3所示的结果。结果分析如下:

(1)模型的拟合效果总体较好，国内资本投入、劳动投入及外资投入能较好地解释经济增长。从模型1到模型7，R2和Adj.R2都在85%以上，除模型7外，其他模型的R2和Ad j.R2都在90%以上，而模型1、模型2、模型4、模型6都十分接近于1。各模型F检验的相伴概率均为0.0000，说明各模型变量间呈高度线性相关，回归方程高度显著，各模型中的变量能较好地解释lnyt的变化。

(2)在技术进步已定的情况下，劳动投入和国内资本投入是推动经济增长的主要原动力。从模型1、模型2、模型4、模型6的结果可以看出，lnlt对lnyt具有显著的正向冲击。从模型1、模型2、模型3、模型5的结果可以看出，lnkt对lnyt具有显著的正向冲击。

(3)外资投入对经济增长具有一定的正面贡献，但作用十分有限。从模型4和模型7的结果可以看出，lnft对lnyt具有显著的正向冲击。但当模型中同时纳入lnkt时，lnft对lnyt的冲击是负向的，只不过并不显著。

(4)对赣州而言，劳动投入在经济增长中具有特别重要的作用。从同时考虑劳动投入和资本投入的模型1和模型2可知，lnlt的系数均大于lnkt；从分别只考虑劳动投入或资本投入的模型6和模型5来看，lnlt的系数也大于lnkt。这说明对赣州而言，丰富的劳动力对经济增长发挥了一定的作用。

表1 ADF单位根检验结果

表2 变量间的相关系数矩阵

表3 回归分析结果

五、脉冲响应和格兰杰因果检验

1.脉冲响应

脉冲响应函数(Impulse Response Function，IRF)可用来衡量随机扰动项的一个标准冲击对内生变量当前与未来取值的影响，是研究变量间相互影响关系的有效工具。脉冲响应函数要建立在VAR模型的基础之上。

向量自回归(Vector Autoregression，VAR)模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动项对变量系统动态影响的分析，适用于经济理论不能为变量动态关系提供严格定义，不能确定内生变量出现在方程左边还是右边的情况。下面，首先建立序列 lnyt、lnkt、lnlt、lnft的 VAR 模型，然后考虑其脉冲响应(图 1中的 LNYT、LNKT、LNLT、LNFT分别表示lnyt、lnkt、lnlt、lnft)。脉冲响应分析结果如下:

(1)图1中左上方的小图表示lnyt对一个标准差新息的响应。具体表现为:①lnyt对其自身的一个标准差新息立即有较强的反应，国内生产总值增加了约0.032，但第二期后迅速回落，第三期后达到较低值0.014后开始上升，第四期达到高点后趋向收敛。该序列对来自其他方程的新息在第一期都没有反应。②lnlt对lnyt在第二期后产生了较大的正向冲击，且冲击影响不断增强，说明赣州的劳动力资源正在日益不断地发挥着拉动经济增长的作用，这与前述回归分析结果十分一致。③lnkt对lnyt的影响在第二期后走向了正向冲击，且稳定上升，但到第七期后其影响被lnft超过。④lnft的一个标准差新息对lnyt的影响比较微弱，但在第二期产生了明显的负向冲击，直达-0.3后迅速上升，第三期到第五期均为接近于0的负向冲击，第五期后正向冲击愈演愈烈，说明外商投资随着规模的扩张与投资项目质量的提高，将在长期内拉动经济增长，这也在一定程度上印证了前述回归分析的结论。

(2)图1中右上方的小图表示lnkt对一个标准差新息的响应。具体分析为:①lnyt在第一期就对lnkt产生了正向影响，且这种正向影响稳定增强，表明赣州的经济增长是连续不断吸引国内投资流入的重要因素。②lnlt对lnkt在第一期没有冲击，但第一期后形成负向冲击，在第二期到达低点，第四期后才摆脱负向冲击并不断形成较强的正向影响，说明赣州的劳动力资源也会成为吸引国内投资的重要动力。③lnkt对其自身的一个标准差新息在第一期就有较强的正向反应，并在第二期进一步加强，第二期后逐渐减弱。④lnft对lnkt的冲击均为负向，说明赣州外商投资对国内投资具有挤出效应。

(3)图1中左下方的小图表示lnlt对一个标准差新息的响应。除第一期外，lnft对lnlt的冲击都是正向的，且这种正向冲击不断强化，说明外商投资吸引了劳动力就业，包括吸引沿海务工人员回流，并提高了劳动者素质。

(4)图1中右下方的小图表示lnft对一个标准差新息的响应。具体说明如下:①虽然lnft自身和lnkt在第一期对lnft具有很强的正向冲击，且始终保持正向冲击，但强度在第二期迅速降低，此后稳定下降。这说明，外商投资本身和国内投资是吸引外资流入的初始因素，因为外商投资本身具有示范效应，而国内投资主要是改善了基础设施状况并提供了配套产业基础。②总体来看，lnyt、lnlt对lnft并没有形成明显的冲击，说明经济发展水平和劳动力状况并没有成为吸引外资的显著因素。

2.格兰杰因果检验

图1 脉冲响应

运用线性回归分析方法分析横截面数据，并以此说明FDI对GDP的影响，从方法论上讲有一定的缺陷。这是因为，FDI变量与GDP变量之间的同方向变化关系并不能说明它们之间存在因果关系，而且它们反映的是一个静态而非动态的行为。基于单个数据的时间序列分析虽然可以证明GDP与FDI之间存在同方向变化的正相关关系，但并不能证明两者之间的因果关系，即GDP增长是由FDI引起的，或FDI增长是由GDP引起的，或两者互为因果。目前，国际上在解决这一问题时使用最为广泛的手段是格兰杰因果关系检验方法。这一方法可从统计表变量之间的关系来探寻因果关系的方向和强度。

下面就利用这一方法来检验GDP与FDI之间的因果关系，使用各期以不变价格表示的流量数值，以0.05的概率作为判断临界值，利用Eviews统计软件，运行结果见表4。

表4的结果显示，在滞后1、2、3期的情况下，GDP是FDI的格兰杰原因，即赣州经济的增长吸引外商直接投资的流入，但FDI不是GDP的格兰杰原因，即赣州外商直接投资的流入没有带来经济的增长。在滞后4期的情况下，GDP的增长没有吸引FDI的流入，同时没有证据显示FDI促进了GDP的增长。因此，无论在哪期，外商直接投资的流入都没有促进赣州经济的增长。

六、结论与原因的进一步分析

FDI对GDP的回归分析表明，相对于劳动力投入和国内资本投入，赣州FDI对经济增长的作用十分有限。脉冲响应分析进一步证明，赣州的劳动力资源正在日益发挥着拉动经济增长的作用，国内资本投入对经济增长的作用也在一定时期内稳定上升。在期初的一定时期内，赣州FDI对经济增长的作用仍然十分有限，甚至是负面的，但随着FDI规模的扩张与投资项目质量的提高，将在长期内拉动经济增长，这种拉动经济增长的作用会在一定时期后超过国内投资。而格兰杰因果分析表明，FDI并没有促进赣州经济的增长。

总体而言，可以断定，自1984年以来，赣州引进外资工作虽然取得了巨大成就，对赣州经济社会发展作出了一定贡献，但相对而言，其作用并未得到充分发挥。主要原因在于:

第一，赣州利用外资的总体规模仍然很小。如表5所示，1995年之前赣州利用外资的总体规模最高也不足全社会固定资产投资的5%，在2006年这一比值达到21.27%的高点后，近年来有所下降。如此小的FDI总体规模不足以对经济增长造成明显影响。因此，下大力气扩大FDI的总体规模仍然十分必要。

第二，赣州外资产业规模小，层次低，技术含量低，难以实现自主技术创新能力和企业家的培养，没有充分带动本地企业技术升级和产业集群发展。用溢出效应衡量，它们是非优质的FDI，只是利用当地低廉的土地和劳动力资源来实行产能的低技术扩散转移，既没有带来更有力度的技术升级，也没有提高全要素生产效率。“十一五”期间，赣州新批引进外资项目的合同外资平均规模只有450万美元，2007～2010年新批合同外资在1000万美元以上的项目只占项目总数的9.2%，世界500强跨国公司中仅有四家到赣州投资。截至2010年底，在所有赣州引进的目前正常运作的外资企业中，生产高新技术产品的企业仅占6.7%，而93%以上的企业均为生产普通加工产品的企业或出口加工型的企业。据有关资料介绍，早在上个世纪，发达国家境外投资项目平均规模就达到了600万美元。[3]沿海地区之所以每年都有那么大的引资规模，主要是大项目的支撑，特别是世界500强企业，一个项目的投资便是几亿甚至几十亿美元，从而带动了相关行业的投资，迅速形成了围绕大项目生产和服务的上下游产业链条，形成了以主要产品为核心的产业群。因此，引进优质FDI并推动现有FDI企业实现产业升级和发展转型极为重要。

表4 格兰杰因果检验结果

表5 赣州FDI占全社会固定资产投资的比重(%)

第三，无论从全部产业，还是从赣州六大主导产业分析，赣州外资产业与本土产业配套发展都存在不足。对欠发达地区而言，利用外商投资的利益应更多表现为促进本区域相关产业发展的动态利益。欠发达地区应在大力引进外商投资的同时，利用外商投资大量进入的机遇，通过发展外向配套来促进以民营企业为代表的本土企业的发展，而这反过来又能优化当地的产业配套环境，促使外商投资生根。所谓外向配套是指外商投资企业进入后，通过联系而产生的本地企业向外商投资企业提供中间品的行为，外向配套的发展使欠发达地区的本土企业越来越成为产业集群中价值链的重要环节。[4]有两种机制可以产生外商投资对承接地本土产业发展的外部效应:技术溢出以及外商投资企业与承接地本土企业基于价值链的联系效应。[5]近期的研究越来越关注外商投资的联系效应，这种联系效应表现为中间品提供需求，促进承接地中间品生产厂商的发展(即后向联系效应)以及间接为承接地下游产品厂商提供多样化的低成本中间品投入(即前后联系效应)，而且这种价值链联系还是外商投资企业向承接地本土企业进行技术溢出的一个主要渠道。[6]、[7]但是，无论从全部产业分析，还是从六大主导产业分析，赣州外资产业与本土产业配套发展都存在不足。[8]由于配套发展不足，本土产业的优势没有得到充分发挥，外资产业的联系效应和溢出效应没有充分显现，从而进一步限制了引进外资的质量，导致前述的外资产业规模小，层次低，技术含量低，难以实现自主技术创新能力和企业家的培养，不能充分带动本地企业技术升级和集群发展。配套不足与外资质量低下是一个非良性互动状态，必须采取措施加以改变，加强产业配套，扶植本地配套产业发展，利用良好的配套促进外资质量的提高，形成良性互动状态。

[1]刘建明，等.中国引进外资经济效应实证分析[M].北京:人民出版社，2008:3-6.

[2]战明华.经济内生与外资的利用绩效[J].中国软科学，2004(2):32-37.

[3]黄卫东，等.冲破广西利用外资“低水平徘徊”的怪圈[J].广西经济，2005(8):3-6.

[4]安礼伟.外资推动型经济发展与本土企业成长——江苏昆山经验剖析[J].上海经济研究，2007(2):52-57.

[5]Markusen James R.and Anthony J.Venables.Foreign Direct Investment as A Catalyst for Industrial Development[J].European Economic Review，1999(43):335-356.

[6]Haskel Jonathan E.，Sonia Pereira，and Matthew J.Slaughte.Does Inward Foreign Direct Investment Boost the Productivity of Domestic Firms？ [R].NBER Working Paper，2002:1-30.

[7]梁琦.产业集聚的均衡性和稳定性[J].世界经济，2004(6):21-28.

[8]王满四.欠发达地区利用外资的问题分析:以赣州市为例[J].中国流通经济，2011(6):22-27.