旅游发展、人力资本、外商直接投资对经济增长的影响——基于柯布-道格拉斯生产函数的实证分析*

郭健全，李 维

(上海理工大学 管理学院，上海 200093)

一、引言

随着“一带一路”倡议的提出与推进，东南亚作为“一带一路”的首要地区和关键节点，与我国的经贸往来日益密切[1]。近年来，由于人口红利逐渐消失、产业布局缺乏合理性、投资结构失衡等问题，我国经济步入了换挡转速的“新常态”，经济增速有所放缓。[2-4]而东南亚地区经济仍保持相对稳定增长的态势，成为世界经济增长最活跃的地区之一。[5]因此，研究东南亚地区经济增长，对我国经济进一步提升具有启示意义。

旅游业作为一个蓬勃发展的产业，对东南亚地区经济增长的贡献是不言而喻的。[6]通过创造就业机会、促进商品和服务的出口、吸引国际投资等方式，旅游业对地区经济产生直接或间接的促进作用，为经济增长提供强劲动力。[7]旅游业世界旅行和旅游理事会(WTTC)最新统计数据显示，2018年东南亚地区旅游业收入占GDP的12%，旅游业为东南亚创造了4%的就业岗位，且预计在未来十年内年增长率为3%。此外，旅游业也促使东南亚地区的出口和投资总额增加了5.4%。旅游业作为推动经济发展的有效工具，通过为社会脆弱群体参与旅游商品和服务生产创造机会等方式助力减缓贫困。[8]例如，英国国际发展署(DFID)提出“扶贫旅游”的概念，世界旅游组织(WTO)提出“可持续旅游-消除贫困”项目，以上举措旨在以促进目的地旅游业发展的方式促进经济发展。

人力资本被视为一国保持经济高速增长的重要动力。人力资本的积累能够提高劳动生产率、促进科技进步，从而促进经济增长。[9]舒尔茨(Schultz,1961)和贝克尔(Becker,1964)将人力资本定义为一系列知识、技能、能力的总和，这些知识、技能、能力可以由个人通过培训、教育、工作经验、医疗保健和移民等途径获得。[10]人力资本投资能为社会经济发展提供高质量的劳动力基础，在促进经济结构转型的过程中也能反过来促进人力资本水平的发展。卢卡斯 (Lucas,1988)是研究人力资本与经济增长关系的典型代表，认为人力资本存在显著的外部效应，是推动一个国家或地区经济持续发展的不竭动力，并决定着经济发展水平和质量。[11]由于人力资本是促进经济增长的关键因素，因而许多国家/地区通过提升教育和健康水平等来增进人力资本质量，进而提高人民的生活水平和社会福利。[12]

外商直接投资是促进东道国企业发展和区域经济增长的一项重要资金来源。[13]通过向东道国提供资金、技术和管理技能，外商直接投资有助于提升东道国的生产力，进而促进其经济增长。[14]同时，外商直接投资还可以增加东道国的出口能力，提升当地就业水平。[15]此外，通过增加产品附加值、推动技术创新与技术溢出等，外商直接投资也有助于东道国资源的优化配置，提高资源利用率，进而推动区域经济发展。[16]外商直接投资还具有减贫效应，通过增加东道国劳动力需求、提升国内工人的工资水平等方式，促进劳动者收入增加，有效地减少贫困。[17]

二、文献综述

(一)旅游发展与经济增长

旅游发展与经济增长之间的关系一直是国内外学者研究的热点之一。大部分学者支持旅游驱动型经济增长(TLEG)假说，认为旅游业的发展能够极大地促进经济增长。张倩[17]研究发现旅游业作为陕西省新兴支柱产业，正成为拉动陕西省经济增长、带动产业转型升级的强劲引擎。张爱儒[19]运用西藏 1996—2016年旅游总收入和 GDP 数据建立误差修正模型并进行格兰杰因果关系检验，发现旅游总收入与 GDP 之间存在长期稳定关系。Aratuo[20]基于行业差异视角运用向量自回归模型研究了六个旅游相关行业与经济增长之间的长期关系。Liu[21]构建DSGE模型揭示了旅游生产率与经济增长之间的传导机制。Dogru[22]运用Dumitrescu-Hurlin面板因果关系检验验证了七个欧洲国家旅游业与经济增长之间存在双向因果关系。

部分学者支持经济驱动型旅游增长(EDTG)假说，认为经济增长能够促进旅游基础设施的发展，从而对当地旅游业产生积极影响。Nepal[23]运用ARDL模型和格兰杰因果检验探讨旅游发展与经济增长、能源消耗、环境污染之间的关系，研究发现，长期内人均GDP的增加会带来旅游人数的增长。Payne[24]使用2000—2008年克罗地亚的季度数据验证了实际GDP与旅游收入之间的单向因果关系。Oh[25]运用向量自回归模型研究韩国旅游业与经济增长之间的因果关系，发现在短期内经济增长促进了韩国旅游业的发展。Rivera[26]采用协整方法与误差修正模型探讨发展中国家厄瓜多尔的人类发展、经济增长和旅游业之间的动态关系，研究发现经济增长能够带动旅游业的发展。

还有学者认为旅游发展与经济增长之间存在双向因果关系。Dritsakis[27]运用协整分析方法探讨旅游业、经济增长、实际汇率之间的关系，研究发现希腊旅游业与经济增长之间存在双向因果关系。Ridderstaat[28]运用协整分析和格兰杰因果检验验证了阿鲁巴岛旅游发展和经济增长之间存在长期的双向因果关系。Bilen[29]检验了1995—2012年12个地中海国家经济增长与旅游业发展之间的因果关系，研究表明旅游业与经济增长之间存在双向的长期和短期因果关系。相反，也有学者认为旅游业与经济增长之间不存在因果关系。[30]

(二)人力资本与经济增长

大量文献表明，人力资本能够提高劳动生产率以及通过创新和技术扩散提升企业竞争优势，从而成为经济增长最重要的因素之一。[31]昌先宇[32]研究发现，高级人力资本存量水平越高，其技术创新对周边区域发挥创新和模仿的外溢效应越显著，进而提高整个社会的生产效率，带来收益递增的持续经济增长。孙久文和姚鹏[33]利用空间杜宾模型研究分析，显示人力资本对人均GDP产生正向的直接和间接影响。Ahsan[34]运用动态面板阈值模型，研究发现人力资本对经济增长的影响取决于经济发展水平。Fahimi[35]利用格兰杰因果关系检验证实了人力资本投资与人均GDP之间的双向因果关系。Olopade[36]使用多元线性回归分析了欧佩克成员国人力资本与贫困减缓之间的关系，研究发现人力资本对欧佩克成员国的贫困减缓具有长期的积极影响。Su[37]利用中国城市1991—2010年的数据探讨了FDI、人力资本在经济增长中的作用，研究发现人力资本是中国城市经济增长的主要因素之一。Teixeira[38]研究发现人力资本对经济增长产生直接和间接影响。一方面，高人力资本可以提高要素生产率对一国经济增长产生直接作用；另一方面，人力资本通过与国家生产结构的相互作用间接促进经济增长。

(三)外商直接投资与经济增长

关于外商直接投资对东道国经济增长的影响在文献中一直存在着争论。大多数学者认为外商直接投资对东道国经济增长有积极影响，外商直接投资能为东道国企业提供更多的资金、更好的技术和管理技能，也为东道国提供更多的就业机会，从而拉动GDP的增长。张振平[39]基于中国285个地级市数据验证了外商直接投资促进了中国城市效率。Paula[40]研究发现外商直接投资促进了西班牙各地区的经济增长，且会产生空间溢出效应。Sayari[41]运用面板协整检验论证了外商直接投资与GDP增长之间存在长期关系。Hong[42]基于中国1994—2010年254个地级市的面板数据运用动态面板GMM法实证分析了外商直接投资对中国经济增长的影响以及外商直接投资的相关因素，研究发现外商直接投资与规模经济、人力资本、基础设施水平、工资水平、地区差异相互作用并促进中国的经济增长。Fadhil[43]运用分层多元回归分析验证了外商直接投资促进了马来西亚经济增长。Muhammad[44]使用2001—2012年亚洲34个接受国和115个来源国的跨国数据，运用动态面板GMM和固定效应回归模型实证分析了外国直接投资、能源消耗、CO2排放在亚洲国家的经济增长中的重要作用。

一些学者认为外商直接投资对经济增长的影响并非总是积极的。Sokhanvar[45]研究发现外商直接投资对七个欧盟国家的经济增长产生了负面影响。Belloumi[46]运用自回归分布滞后模型实证分析了外商直接投资在短期内与突尼斯经济增长并不存在因果关系。Boyd[47]研究发现，在现有贸易、价格等存在扭曲的情况下，由于资源配置不当，外国直接投资可能会对经济增长产生负面影响。也有学者认为在一定前提下，外商直接投资才能促进经济增长。Nistor[48]探讨罗马尼亚外商直接投资与经济增长之间的关系，研究发现外商直接投资对东道国经济增长的影响取决于外商直接投资流入的质量和数量。Blomstrom[49]研究发现，只有东道国的人均GDP足够高时，外国直接投资才能促进经济增长。Borensztein[50]运用跨国回归方法研究了外国直接投资对经济增长的影响，研究发现，外国直接投资是现代技术转让的重要渠道，但其有效性取决于东道国的人力资本存量。

以上文献在研究经济增长问题时，均从单一视角考虑经济增长的动因及作用机制，并未将其他因素纳入经济增长的考虑范围内。鉴于此，本文从旅游发展、人力资本、外商直接投资等多角度探讨东南亚地区经济增长中各要素的贡献率，以期为处于“新常态”背景下我国经济的进一步发展提供借鉴。以上文献与本文的对比情况如表1所示。

表1 本文与引用文献的比较

三、研究方法

(一)模型选取

柯布-道格拉斯生产函数( Cobb-Douglas Production Function)是经济学中使用最为普遍的生产函数，尤其是在分析经济增长各要素贡献率的研究中运用极为广泛[51]。它是由美国数学家柯布和经济学家道格拉斯根据1899—1922年美国制造业部门的有关数据构造出来的。柯布和道格拉斯在探讨投入和产出的关系时，在生产函数的一般形式上引入了技术资源因素，于1928年提出了这一函数形式。在技术经济条件不变的情况下，产出与投入的劳动力和资本的关系可以表示为：

Y=AKαLβ

其中，Y表示产量，A表示技术水平，K表示投入的资本量，L表示投入的劳动量，α、β表示K和L的产出弹性。

为了探究旅游发展、人力资本、外商直接投资对东南亚国家经济增长的影响，本文引入柯布-道格拉斯生产函数，并对该函数进行扩展，将城市化、资本形成总额、能源消耗、环境污染、贸易开放度纳入模型中：

Yit=(Tourit)β1(HDIit)β2(FDIit)β3(Urbanit)β4(Envtit)β5(Tradeit)β6(CapitalitβEnergyitαL1-α-β)

两边同除以L，可得：

GDPit=(Tourit)β1(HDIit)β2(FDIit)β3(Urbanit)β4(Envtit)β5(Tradeit)β6(kitβEngyitα)

其中，GDPit=Yit/L，kit=Capitalit/L，Engyit=Energyit/L。为了消除可能的异方差，后期对所有的变量取自然对数形式，可得式(1)：

InGDPit=α0+β1lnTourit+β2lnHDIit+β3lnFDIit+β4lnUrbanit+β5lnEnvtit+β6lnTradeit+αlnEngyit+βlnkit+εit

式(1)中，GDPit表示经济增长，Tourit表示旅游发展，HDIit表示人力资本，FDIit表示外商直接投资，Urbanit表示城市化，Envtit表示环境污染，Tradeit表示贸易开放度，它由三个指标构成：贸易总额除以GDP、贸易总额除以总人口、贸易总额除以滞后一期的GDP；Engyit表示能源消耗，kit表示资本形成总额，α0为常数项，εit为随机误差项。

本文选取东南亚地区9个国家的面板数据进行实证分析。由于面板数据经常出现异方差与自相关的问题，会对统计模型的结果产生误导。为使本研究的结论更加可靠，参考Richard Blundell[52]的方法，采用系统GMM法，将被解释变量的一阶滞后期作为解释变量；此外，由于模型中还包括其他变量，因此在估计过程中还需进行内生变量和外生变量的选择。基于本文的研究目的，把旅游人数、人力资本发展、外商直接投资作为内生变量，同时将对外开放度滞后一阶项作为工具变量，其余变量作为外生变量，对原公式作简单变形。

(二)数量来源及变量选取

本文选取东南亚地区9个国家的面板数据，相关数据均来自世界银行《世界发展指标》。由于旅游发展、人力资本、外商直接投资在东南亚国家经济发展中处于重要地位，而经济增长也与城市化、能源消耗、环境污染，资本形成总额、对外贸易息息相关[53]，因此将这些因素均纳入经济增长模型中。具体变量定义与数据来源见表2。

表3为描述性统计分析结果，第1列为变量名称，第2列为样本数，第3列为平均值，第4列为标准差，第5列为最小值，第6列为最大值。从表中可以看出，大多数变量都具有正的平均值和标准差，并且具有明显的峰值分布。

表2 变量定义与数据来源

表3 描述性统计

四、实证分析

(一)单位根检验

在实证分析中，由于面板数据大多数是不平稳的，为了避免出现“伪回归”的现象，在对自变量和因变量进行协整检验之前，需要检验所有的变量是否平稳。只有当各序列都是同阶单整时，才能检验变量之间的协整关系。因此，本文使用LLC检验、ADF-fisher检验、IPS检验三种方法对所有变量进行面板单位根检验以检测单位根的存在。若原序列不平稳，则通过差分计算进行调整，进一步检验其平稳性。

表4使用LLC，ADF-fisher和IPS检验对有和没有时间趋势的所有变量进行了评估，结果显示，并不是所有的变量都是稳定的。

表5给出了截距和截距加时间趋势下LLC，ADF-fisher和IPS检验的初步结果。结果表明，使用LLC，ADF-fisher和IPS检验，所有序列都是一阶稳定的。因此，可使用面板协整方法来检验变量之间协整关系的存在。

表5 一阶差分单位根检验

(二)面板协整检验

由于所用样本都为一阶单整时间序列，因此下一步可以使用协整检验考察变量的动态平衡。因此，本文使用Pedroni(1999,2001和2004)面板协整检验来检验因变量和自变量之间是否存在长期稳定的关系。表6的结果显示，4个统计量都在1%的显著性水平上拒绝了非协整的零假设，因此，自变量具有长期稳定的关系。同时，结合面板非参数(t-统计)和参数(adf-statistic)统计在截距加时间趋势中更可靠的事实，可以得出一个强有力的结论，即面板数据集中的变量之间存在长期协整关系。

(三)实证结果及分析

表6 面板协整检验结果

表7和8分别列出了使用OLS、FE、FE-IV、FD-IV和sys-GMM的结果。表7显示了变量的估计系数和标准误差，其中OLS、FE估计没有考虑变量内生性问题。内生性问题可能会导致结果出现偏差和不一致，因此FE-IV和FD-IV将滞后变量分别作为贸易的工具变量。表8显示了应用sys-GMM方法的动态结果。

表7 OLS、FE、FE-IV、FD-IV结果

表8 系统GMM结果

人均GDP与国际入境旅游人数显著正相关。在1%的置信水平上，国际入境旅游人数每提升1%，会带来0.047%的经济增长；在5%的置信水平上，国际入境人数每提升1%，会带来0.079 9%的经济增长。说明旅游业对东南亚地区国家的经济增长有着显著贡献，这也进一步支持了旅游驱动型经济增长(TLEG)的假说。东南亚国家处于亚热带地区，热带海滩与海滨风光适合于度假旅游，对欧美等世界客源国具有极大的吸引力。[54]入境旅游人数的增加，为东南亚国家创造了大量的外汇收入，同时，带动旅游相关行业的发展，创造了更多的就业岗位，改善了当地居民的生活水平，促进了东南亚国家经济增长。[55]

人均GDP与人力资本发展显著正相关。在1%的置信水平上，人力资本发展每提升1%，会带来2.432%到6.551%的经济增长，说明人力资本的发展会极大地促进东南亚地区经济的发展。东南亚地区人力资本水平在近20年得到了极大的提升，例如，泰国的HDI指数从2000年的0.649增加到2017年的0.755；越南的HDI指数从2000年的0.579增加到2017年的0.694。人力资本的积累成为东南亚国家经济发展不可或缺的因素，高人力资本水平提高了东南亚地区劳动生产率，促进了技术创新，也为该地区创造了大量的就业机会，从而刺激经济的进一步增长。[56]

人均GDP与外商直接投资不总是显著正相关。在1%的置信水平上，外商直接投资每增加1%，会带来0.001 82%的经济增长；在5%的置信水平上，外商直接投资每增加1%，会带来-0.004 93%经济增长；在10%的显著水平上，外商直接投资每增加1%，会带来0.022 1%的经济增长。外国直接投资对经济增长的影响不仅取决于外商直接投资的数量和质量，还取决于东道国的技术进步水平、经济稳定性、国家投资政策、开放程度和人力资本数量[57]等其他因素。东南亚投资环境也受到这些因素的影响，较为不稳定，存在一定的风险[58]，因此，外商直接投资对东南亚国家经济的影响并不总是正向的。

五、结论与建议

本文使用2000—2017年东南亚地区9个国家的数据，运用柯布-道格拉斯生产函数构建新的经济增长模型，分析了旅游发展、人力资本、外商直接投资对经济增长的影响。主要得出了以下结论：旅游业的发展和人力资本水平的提高促进了东南亚地区国家的经济，旅游和人力资本每提升1%，经济增长分别会提高0.047%、3.913%；而外商直接投资对东南亚国家经济增长产生的影响不总是显著正相关，需要进一步考虑投资质量、东道国人力资源、经济政策、开放度等内部环境因素。基于此，提出如下建议：

1.东南亚国家应借助其优越的地理位置、丰富的自然资源，充分发挥其巨大的旅游发展潜力。[59]近年来东南亚地区旅游安全事故频发，势必会对该地区入境旅游产生负面影响[60]。因此，政府应加大对旅游业投资，并进一步规范旅游市场、加大监管力度、保障旅游安全，以此吸引更多的游客。

2.加大东南亚地区人力资本的投资。东南亚地区应充分利用人力资本发展对经济增长的显著正向作用，增加人力资本投资力度，出台人力资本政策，通过进一步提升教育、健康水平等措施来提升人力资本质量[61]，以此推动区域经济增长。

3.在积极引进外商直接投资时，要注重外商直接投资的质量问题[62]，有选择地利用外商直接投资，使之发挥对经济增长的积极影响；同时，也应提高技术水平、保障经济稳定性、出台投资政策、扩大开放程度和提升人力资本水平、完善基础设施等，为外商投资创造良好的内部环境，充分发挥外商直接投资对当地经济增长的促进效应。

作为“一带一路”的首要地区和关键节点，东南亚地区经济高速增长对于推动“一带一路”建设以及下一阶段中国经济的进一步发展有着重要的启示意义。首先，东南亚国家借助已有资源，大力发展旅游业、提高人力资本水平、吸引高质量外商投资等一系列措施，对“新常态”下的中国经济进一步发展具有借鉴意义；其次，本文对东南亚国家经济发展问题的研究框架和方法，也可以为我国整体或者区域经济发展提供可供参考的研究思路和路径。