FDI对中国“包容性增长”影响的实证分析——基于我国24个省份1991-2010年的面板数据

杨水根，周喜辉

（1.中南大学 商学院，湖南 长沙 410083；2.湖南商学院 经济与贸易学院，湖南 长沙 410205）

一、问题提出

自钱纳里和斯特劳特（1966） 提出“两缺口模型（Two-gap Model）”以来，外资投入一直备受关注。20 世纪80年代以来，世界经济从国内区域经济向全球经济转变，生产的国际化和国际直接投资早已成为推动地区经济发展的重要动力，外商直接投资成为国际间经济关系的首要因素。自2003年开始，我国外商直接投资（FDI）首次超过美国，此后连续多年成为发展中国家排名第一位和全世界排名第二位吸引外资最多的国家。“扩内需、稳增长、调结构、惠民生”是当前我国经济发展的重大战略目标。为实现经济发展的二次转型，我国国民经济和社会发展第十二个五年规划更是高瞻远瞩地提出“包容性增长”的重大战略构想。包容性增长（Inclusive Growth）作为一个全新的经济学概念，尽管目前在国内外受到高度关注和认可，但学术界却尚未形成统一和公认的定义，更未形成成熟的测量指标体系，不同学者从不同角度对此作了不同的概括和理解。综述现有研究，包容性增长实质是机会平等的增长，核心是机会平等基础上的经济增长，即包容性增长在强调通过高速、可持续和有质量的经济增长、不断创造就业和其他发展机会的同时，又强调不断缩小社会收入差距的不平等，推动社会公平和增长的共享性［1-2］。我们认为：包容性增长是实现社会和谐发展目标的经济过程和坚实保障，其诉求应该包含“科学、发展、平等”等核心要义，其特色和内涵在于对经济增长方式转变、产业结构优化以及缩小收入分配差距等三个方面。为方便分析和研究，本文将包容性增长限定于对上述三个方面进行讨论，并基于此试图从FDI对经济增长、产业结构以及收入差距等三个方面的分析，来探讨FDI对我国“包容性增长”的整体影响，由此为我国这一重大战略提供可供参考的政策建议。

FDI作为国际资本的主要流动要素，是区域经济学的核心问题。已有研究主要集中体现在三个方面：①FDI与经济增长关系研究。Solow（1956）发现作为资本形成的一种来源，FDI可以直接影响经济增长，同时通过改变技术促进经济的增长；Paul Romer（1990）则强调FDI产生的“外部性”为经济增长创造了内生变量；Keun Lee（2008）认为在20 世纪末期，FDI、出口与市场化对中国经济的增长影响力逐渐减弱，而创新和技术的发展成为经济增长的主要因素［3］；桑秀国（2002）基于新经济增长理论的模型实证分析了FDI与经济增长存在正相关，且中国经济增长是FDI流入量增长的原因［4］；岳朝龙（2005）、向书坚等（2008）对外商直接投资与中国经济增长关系进行了多重协整分析［5-6］；李雪（2010）、王向阳等（2011）运用协整检验和格兰杰因果检验论证FDI 对我国经济增长具有一定的促进作用，但这种作用具有时滞性，是一种长期的趋势［7-8］；傅元海（2010）指出，本地企业在FDI的溢出效应下选择不同的技术进步路径,对经济增长绩效(用投入产出率度量)会产生不同的影响［9］。②FDI与产业结构关系研究。Gabor（2002）以罗马尼亚为例研究了外商直接投资对该国经济发展的影响，发现外商直接投资没有改变该国的贸易结构，但却保存和强化了该国的传统优势产业；Eva（2005）研究发现外商直接投资对捷克的产业结构调整具有促进作用，认为外商直接投资企业主要通过与东道国经济的联系促进了东道国产业结构优化升级［10］；曹秋菊（2006）、宋维佳（2008）等认为，FDI通过获取国外资源促进投资国要素资源结构优化，通过转移传统或“边际”产业，促进新兴产业发展，通过产业关联效应和引进竞争机制，促进产业整体素质优化，与此同时，FDI也会加剧东道国与投资国重合产业的竞争，而且为投资国的就业、国际收支平衡等方面带来负面效应，并因此影响投资国的产业结构调整进程［11-12］；马宁（2011）等以实证分析方法论证了外商投资优化产业结构的同时也加大了产业结构偏差［13］；俞海山等（2011）分析了外商直接投资在我国三大产业间的分布状况，研究发现:总的FDI 促进了我国GDP 增长，其中第二产业FDI 对我国GDP 增长贡献最大，第三产业FDI 贡献次之，第一产业FDI 贡献最小［14］；高新才等（2011）基于面板数据模型论证了FDI与湖南产业结构调整，FDI 显著提高了湖南三次产业的产值水平，却未能有效推动湖南产业结构的优化升级［15］。③FDI与收入分配关系研究。Smith Kuznets（1955）提出了经济发展与差距变化关系的倒“U” 字形曲线假说；Adelman（1973）、Morris（1973）利用库茨涅兹的分析方法，发现在二元经济结构存在时，外资企业被引入后分配不均情况更加恶化；Bornal Bhandari（2004）运用美国1982-1997年面板数据，对美国各州收入不平等的影响因素，如宏观政策和人口特征等进行了分析，结果发现除了美国东北部外，FDI 流入显著地减少了其他各州的收入差距；NathanM Jensen（2007）以工具变量作为识别策略，考察了FDI对墨西哥这样一个中等收入国家收入不平等的影响程度，通过墨西哥1990-2000年数据的实证检验，发现增加FDI 的流入与减少墨西哥32个州的收入不平等高度相关［16］；沈毅俊（2008）等认为FDI 通过经济体初始状况影响地区间收入差距，当外资占资本总量很高时，外资的进入会加剧收入的不平等［17］；沈桂龙等（2011）等从不同的角度论证了FDI 与收入分配差距之间没有必然联系［18］；许海平等（2011）认为影响我国城乡收入差距拉大的是对外贸易开放程度和产业结构，FDI 对城乡居民收入差距没有显著性影响［19］。

综上所述，本文认为：①现有FDI 与经济增长关系的研究更多地集中在两者直接关系上，而关于FDI通过影响其他经济变量进而间接影响经济增长的研究则较少；②因城乡收入分配、产业结构优化缺乏统一衡量指标，在进行实证模型验证时，现有研究引入指标由于相对比较混乱，检验结果也各异，存在进一步研究的空间。③“包容性增长”是十二五规划的重要战略目标，但在查找和阅读相关文献后发现，关于FDI对我国“包容性增长”影响的文献很少，基于与时俱进的思想，本文着重探讨FDI 对“包容性增长”中经济增长、产业结构和城乡收入差距等三个方面的影响，试图从新的视角对此有所创新和突破。

二、模型构建

（一）经济增长模型

凯恩斯经济理论在二战后为西方经济的繁荣作出了重大贡献，其著名的经济增长理论是Y=C+I+G+（X-M），其中，Y 为国民收入，C 为消费，I 为投资，G 为政府购买，（X-M）为净出口，表明国民收入的增加受消费、投资、政府购买、净出口四个部门的影响。当只考虑两个部门时，其经济增长模型变为：Y=C+I，即影响经济增长的因素是消费和投资，如果把消费和投资根据地域不同简单地划分为国内消费、投资和国外消费、投资，根据该理论模型，对国外两要素影响经济增长的模型可建立为：Y=Exp+FDI，其中，Y 为国民收入，Exp为出口消费，FDI为外商直接投资。具体面板数据模型形式如下：

（二）产业结构模型

经济稳定持续发展的关键在于产业结构的合理化，而影响产业结构调整的因素有资源供给结构因素、技术进步因素、国际贸易因素和制度安排因素等，前三者是影响产业结构调整的显性因素，制度安排因素为非显性因素，根据显性因素对产业结构的影响，可建立如下模型：U=So+Tec+Ex，其中，U 为产业结构优化指标，So 为资源供给结构指标因素，Tec 为技术指标因素，Ex 为国际贸易因素。FDI 作为国际间经济关系的首要因素，直接关系到资源供给结构和国际贸易因素的变化，因而可以用FDI代替资源供给结构因素和国际贸易因素对产业结构的影响。模型经调整变化为：U=FDI+Tec，具体面板数据模型形式如下：

（三）城乡收入差距模型

经济基础和上层建筑的差异以及城乡市场分割拉大了城乡经济的差距。改革开放以来，受现有国民收入分配格局的影响，农民收入基数降低。根据资本的趋利性和经济的“马太效应”，FDI会影响市场资源配置，进而影响收入分配，由此可以构建模型：Gap=FDI+GDP，其中，Gap 为城乡收入差距，FDI 为外商直接投资，GDP 为国民收入，具体面板数据模型形式如下：

三、实证检验

（一）变量引入及相关变量解释

本文共引入了8个相关变量，分别是：国内生产总值Yit、外商直接投资FDIit、对外贸易出口Expit、外商直接投资增长率FDIit、产业结构优化指标Uit、技术指标Tecit、城乡可支配收入差距Gapit。

我们认为，Uit值越大，产业结构越趋向优化，Uit这一指标相对于前人用的劳动力和进出口变化量等指标来说更直观。此外，本文拟用技术市场成交金额代替Tecit，这相对以往受教育水平、专利申请数更接近技术在现实中所能创造的价值，更具实际经济意义，而Gapit= 城镇居民人均可支配收入水平/农村居民人均纯收入水平。

（二）样本选取及数据来源

本文有针对性地选取我国24个省份1991-2010年的统计数据（由于部分省份2011年的数据无法查到，本文仅将数据取到2010年），为让数据更有代表性，本文分别在东部地区选取了北京、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西等10个省份，中部地区选取了山西、内蒙古、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省份，西部地区选取了四川、云南、陕西、青海、宁夏、新疆6个省份，原始数据均来自中经网统计数据库和各省份相关年份的《统计年鉴》。

（三）平稳性检验

对数据进行单位根检验前先对数据平减。由于部分样本数据比较大，先对样本数据进行取对，细化样本数据，结果为lnGDPit、lnFDIit、lnExpit、lnTecit、lnUit、Gapit，然后对取对数样本数据进行单位根检验，其检验结果见表1。

表1 面板数据单位根检验

从表1 检验结果看，在5%的显著水平下，LLC 检验、IPS检验中统计量的P值均显著小于0.05，即均拒绝单位根假设，则说明取对数变换后序列lnGDPit、lnFDIit、lnExpit、ln-Tecit、lnUit、Gap不存在单位根过程，为平稳序列。

（四）协整检验

对上述各相关模型平稳性变量进行协整分析，协整检验的结果见表2。

表2 Johansan面板协整检验结果

续表2

从表2 结果看，三个模型中解释变量与被解释变量之间在1%的显著水平下，均拒绝原假设而接受备择假设，即三个模型中解释变量和被解释变量存在协整关系。

（五）模型确定

基于以上对相关变量检验的结果，可建立数据模型。本文通过Hausman对面板数据进行检验，以确定建立随机效应模型，抑或是固定效应模型。首先假定应建立随机效应模型，检验结果见表3。

根据表3结果，在5%的显著水平下，均拒绝原假设，故三个模型均应选择建立固体效应模型为最佳。同时，通过F检验，确定了固定效应模型中以建立个体固定模型最佳。

表3 Hausman检验结果

（六）结果分析

1. 经济增长模型估计结果

综上所述，先对经济增长模型进行估计。为了消除原数据序列可能存在的异方差，对各变量取对，经过推导得到个体固定效应模型为：

其中，lnYit表示i 省t年国内生产总值；lnExpit表示i 省t年对外贸易出口额；ln FDIit表示i 省t年外商直接投资金额；αit为个体固定效应；eit为随机误差项。对模型进行广义最小二乘估计得：

基于上述结果，可以得出：外商直接投资和贸易出口额均对我国经济增长有显著影响，但相对而言，贸易出口额对GDP增长的影响更大。同时，为进一步研究FDI对我国经济增长是否存在长期影响，在模型中加入FDI滞后项，构建模型如下：

估计结果见表4。

表4 FDI对我国经济增长影响效应估计

根据表4 的估计结果，可以得出：外商直接投资对我国经济增长具有长期效应。由于我国是人口大国，凭借着劳动力丰富的优势，我国引进的外商直接投资多为加工贸易业，其出口导向倾向较大，是不是可以认为外商直接投资通过影响贸易出口进而间接对我国经济增长产生影响？针对这一问题，本文进行了更深层次的研究。

假定以贸易投资为被解释变量，外商直接投资为解释变量，建立简单的一元面板模型：

其中，Expit表示i省t年对贸易出口额，FDIit表示i省t年外商直接投资。运用F检验法可以确定建立随机效应模型最佳，广义最小二乘估计的结果如下：

lnFDIit前的系数为1.142，代表每增加一单位的FDI 投入会拉动贸易出口1.142个单位，说明FDI 可影响我国贸易出口。根据经济传递性和两模型实证结果可以得出：FDI 可通过促进我国贸易出口进而间接促进经济的增长。

综上所述，可以得出本文的第一个结论：FDI 促进了我国经济增长，且具有长期效应；同时，FDI 可通过促进我国贸易出口进而间接促进经济增长，由此也可以认为，FDI 可通过影响其他经济变量进而促进我国经济增长。

2.产业结构模型估计结果

基于同样的分析思路，对产业结构个体固定效应模型进行估计，具体模型为：

其中，lnUit表示i省t年产业结构优化指标；lnFDIit为i省t年的外商直接投资金额；Tecit为i 省t年技术市场成交金额；αit为固定效应；eit为随机误差项。

由于产业结构调整本身是一个逐步由量变到质变的长期过程，发生相应的变化需要一定的时效，为更好地反映FDI对产业结构的影响，本文拟分别研究FDI 滞后项lnFDIit-1、lnFDIit-2、lnFDIit-3、lnFDIit-4、lnFDIit-5、lnFDIit-6、lnFDIit-7、lnFDIit-8、lnFDIit-9对我国产业结构的影响，将变量依次代入上述模型，可得如表5所示的估计结果。

基于表5结果，发现DW值有些偏小，其原因可能是样本数据较少，或者是还有其他重要解释变量没有引入模型，这可能对分析FDI对产业结构“量变”影响有一定的偏差，但却并不影响FDI对产业结构“质变”影响性质的分析。从t检验和F检验的结果可以看出，FDI本期和滞后期对产业结构的影响都是显著的，且从每个模型估计的结果看，lnFDI、lnFDIit-1、lnFDIit-2、lnFDIit-3、lnFDIit-4、lnFDIit-5、lnFDIit-6、lnFDIit-7、lnFDIit-8、lnFDIit-9前 系 数 分 别 为0.073、0.082、0.093、0.112、0.139、0.148、0.142、0.104、0.080、0.063，序列先增大后变小，这说明FDI随着时间的推移对产业结构的影响是先增大后减小，分析其中的原因，可以认为：一是我国外商投资多集中在我国的第二产业，且多为制造业，近年来由于受经济危机的影响，第三产业投资增大，因而FDI对产业结构存在影响；二是产业结构调整是一个积累持续的过程，FDI 对产业结构的影响在短期内反应不明显，具有长期性；三是FDI存在着技术外溢效应和外在效应，会促进我国技术进步，进而促进产业结构优化，但随着时间的推移，这种技术外溢效应和外在效应就会消失，因而对产业结构优化又会减小。当然，针对FDI的技术外溢效应可以进行更深层次的分析，以Tec为被解释变量，FDI为解释变量，建立简单的FDI 技术外溢模型，回归结果为：lnTecit=3.1+0.6465 lnFDIit。综上所述，可以得出本文的第二个结论：FDI对我国产业结构变动有“先增后减”的显著影响，并对我国产业结构调整具有一定的长远性和连续性影响。

表5 FDI对产业结构影响效应估计

3. 城乡收入差距模型估计结果

基于同样的分析思路，最后分析城乡收入差距模型。因被解释变量Gapt的样本数据是比值，数值比较小，而解释变量FDIt、GDPt-1的样本数据比较大，所以先对模型取半对数，模型具体为：

其中，Gapit为i省t年城乡收入差距比值（Gapt=城镇居民人均可支配收入水平/农村居民人均纯收入水平）；FDIit为i省t年外商直接投资金额；GDPit-1为i 省t-1年的国内生产总值；αit为固定效应；eit为随机误差项。

对模型进行广义最小二乘估计得：

其中，R2=0.870，DW值=0.485；DW值偏小，存在正自相关。对模型修正得：

从统计检验看，模型线性显著。给定显著水平α=0.05，通过查表得出，常数项α的t统计值小于临界值，因此常数项不显著，其余各解释变量t 统计量都大于临界值，故回归系数均显著不为零，FDIit、GDPit-1和Gapit-1对Gapt有显著影响。去除不显著项，模型估计结果为：

综合上述检验结果可知：①我国城乡收入差距与上期国内生产总值和城乡收入差距成正向相关，且受上期城乡收入差距影响更大，说明我国城乡收入差距的拉大存在很大的惯性。②lnFDIit的系数符号为负，系数为-0.0576，说明外商直接投资在一定程度上可抑制我国城乡收入差距，这是因为外商直接投资在中国市场上所创造的GDP，大部分没有留在中国市场而是流回外商直接投资本国，因而其创造的GDP没有参与国民收入分配，进而在某种程度上可拉低城乡收入差距。③根据上文经济增长模型的分析结果，FDI 促进了我国GDP 的增长，而对城乡收入差距模型的检验表明，上一期GDP 拉大了城乡收入差距，从这个层面上讲，FDI 又拉大了我国城乡收入的差距。结合上述分析，可以得出本文的第三个结论：FDI 对我国城乡收入差距存在正反相悖的显著影响，即在抑制城乡收入差距的同时，亦有拉大收入差距的可能，但最终合力的大小无法判断。

四、简要结论及政策建议

（一）简要结论

本文分析了FDI 对我国“包容性增长”的影响，基于凯恩斯经济增长等相关理论分别构建了FDI与经济增长、产业结构变动以及城乡收入差距的理论模型，并基于1991-2010年全国24个省的横截面数据，进行了相应的实证分析检验，得出如下结论：

（1）FDI 促进了我国经济增长，且具有长期效应；同时，FDI可通过影响其他经济变量进而促进我国经济增长。

（2）FDI 对我国产业结构变动有“先增后减”的显著影响，并对我国产业结构调整具有一定的长远性和连续性影响。

（3）FDI 对我国城乡收入差距存在正反相悖的显著影响，即在抑制城乡收入差距的同时，亦有拉大收入差距的可能，但最终合力的大小无法判断。

（二）政策建议

针对上述结论，为更好地利用外商直接投资，推动我国经济建设，实现“包容性增长”的重大战略目标，本文提出如下政策建议：

（1）有序扩大外资利用规模。在经济全球化的21 世纪，外商直接投资已成为每个国家重要的经济增长点，我国应该在“包容性增长”的框架下，充分利用本国的比较优势，合理利用本国经济资源，扩大外资利用规模，拉动经济的持续增长。

（2）加强FDI 倾向引导，推进产业结构升级。为防止FDI 在各产业的无序竞争，我国应该加大对外商直接投资领域的管理和引导，把外商直接投资的重点放在促进技术进步和产业升级，充分发挥FDI的技术外溢和外在效应，不断提高我国技术水平和创新能力。

（3）加强FDI 所得引导，缩小城乡收入差距。外商直接投资虽然在某种程度上可拉低城乡收入差距，但同时也应考虑让外商直接投资在中国市场创造的价值留在中国市场，拉动中国市场需求，因而在吸引外商投资承接产业转移时，应更多选择产业链长、技术含量高、并能带动当地产业发展的产业项目。

（4）加强跨国公司发展管理。跨国公司是外商直接投资的主要载体，其经营战略可能会让东道国主导产业和新兴工业部门为外商资本控制，影响经济结构和产业结构的合理调整，因此，我国在“包容性增长”中应警惕跨国公司的负面影响，维护好国家主权和经济安全。

［1］姜明伦，于敏.中国包容性增长指数构建研究［J］. 江淮论坛，2012（2）：50-56.

［2］范轶琳，吴晓波. 包容性增长研究述评［J］. 经济管理，2011（9）：180-184.

［3］Keun Lee. Changing Engines of Growth in China:From Exoports，FDI and Marketization to Innovation and Exports［J］. China & World Economy，2008（2）：31-49.

［4］桑秀国. 利用外资与经济增长——一个机遇新经济增长理论的模型及对中国数据的验证［J］. 管理世界，2002（9）：53-63.

［5］岳朝龙，陆磊. 外商直接投资与我国经济增长关系的协整分析［J］. 运筹与管理，2005（5）：155-159.

［6］向书坚，平卫英. 外商直接投资于中国经济增长关系的多重协整分析［J］. 统计与信息论坛，2008（4）：41-47.

［7］李雪. FDI对中国经济增长的影响——基于协整理论的分析［J］. 理论与实践，2010（12）：85-87.

［8］王向阳，卢艳秋，赵英鑫，等. FDI 影响我国经济增长的实证研究［J］. 数理统计与管理，2011（4）：705-713.

［9］傅元海，唐未兵. FDI溢出机制、技术进步路径与经济增长绩效［J］. 经济研究，2010（6）：92-104.

［10］Eva. Sectoral Linkages of Foreign Direct Investment Firms to the Czech economy［J］. International Business and Finance，2005（2）：251-65.

［11］曹秋菊. 论国际直接投资与中国产业结构调整［J］. 全国商情（经济理论研究），2006（6）：34-36.

［12］宋维佳. 基于产业结构调整视角的我国对外直接投资研究［J］. 社会科学辑刊，2008（3）：82-86.

［13］马宁. FDI 对我国产业结构的影响与对策研究［J］. 现代管理科学，2011（8）：82-84.

［14］俞海山，刘方，邱艳莉. FDI 与我国产业结构的优化［J］.系统科学学报，2011（3）：93-96.

［15］高新才，周西南. FDI与湖南产业结构调整——基于面板数据模型［J］. 湖南大学学报，2011（1）：71-74.

［16］Nathan，Jensen. Foreign Direct Investment and Income Inequality in Mexico 1990-2000［J］. International Organization，2007（3）：190-192.

［17］沈毅俊，潘申彪. 外商直接投资对地区收入差距影响的实证分析［J］. 国际贸易问题，2008（2）：100-104.

［18］沈桂龙，宋方钊. FDI对中国收入分配差距的影响及对策——基于多维变量基础上的实证研究［J］. 世界经济研究，2011（10）：69-74.

［19］许海平，宋树仁. 对外贸易、FDI、产业结构、全要素生产率与城乡居民收入差距的动态关系研究［J］. 河北科技大学学报，2011（1）：1-6.