欠發達地區外商直接投資經濟增長效應分析:以江西贛州為例

王滿四，張延平

(廣州大學，廣東 廣州 510006)

責任編輯:陳靜

一、導言

吸收外資是大多數國家實現經濟社會發展的基本政策。改革開放以來，我國也十分重視引進外資工作，至2010年，我國實際使用外資超過1萬億美元，連續17年位居發展中國家首位。外商直接投資(以下簡稱FDI)不僅帶來了中國經濟發展所需要的資金，其帶來的先進技術、管理經驗、發展理念也深刻影響到了經濟社會生活的各個層面。

我國中西部欠發達地區引進外資的水平與其經濟發展水平一樣，都遠遠落后于東部沿海發達地區。但隨著西部大開發戰略與中部崛起戰略的實施，特別是2010年《國務院關于進一步做好利用外資工作的若干意見》明確指出，要引導外資向中西部地區轉移和增加投資，并出臺了相關優惠措施，中西部欠發達地區日益重視引進外資工作，引進外資的規模和質量快速提高，同時地區間的競爭十分激烈。那么，FDI到底能對中西部欠發達地區的經濟增長發揮怎樣的作用呢？這個問題的答案對于中西部欠發達地區的決策者來說可能并不十分清晰，決策者可能清楚引進外資帶來了多少投資、多少就業、多少財稅收入，但引進外資也付出了巨大的直接成本和機會成本，對于這些成本的付出，決策者們可能并不十分清楚，因而FDI的經濟增長效應也就難以衡量。

目前，有關FDI與地區經濟增長關系的研究一直是專家學者探討的熱點。但是，相對于其他已經構成系統理論的觀點，FDI與經濟增長的關系仍然不夠明顯，缺乏具有較強說服力的研究成果的支持，無法形成自己特有的理論體系。更多的學者是從實證分析入手對FDI與東道國尤其是發展中國家國內經濟增長的關系進行考察，但結論并不十分一致。我們認為，FDI的經濟增長效應受多種因素影響，各地情況不同，其效應表現就不一致。那么，根據我國中西部地區的情況，研究FDI對經濟增長的貢獻及其制約因素就顯得很有必要了。本文以位于我國中西部地區的江西贛州為例來展開研究。

贛州位于江西省南部，土地面積和人口分別約占江西全省的1/4和1/5，是江西省最大的設區市，也是中西部地區最大的地級市之一，是著名的革命老區，享受西部開發的政策優惠，毗鄰珠江三角洲和閩南三角地區，境內資源豐富，相對于中西部及省內其他地區而言，具有較好的區位優勢和資源優勢，綜合實力名列江西省第二，但發展基礎仍然薄弱，單位土地面積和人均發展水平仍然較低，屬于后發展、欠發達地區。改革開放以來，特別是“十一五”時期以來，贛州大力發展開放型經濟，引進外資工作取得了長足發展，但其FDI是否發揮了良好的經濟增長效應，仍值得深入探討。

二、外商直接投資經濟增長效應機理與模型

經濟增長是經濟學永恒的主題，也是眾多學派研究的重點。這些學派強調，發展中國家經濟起飛必須有足夠的儲蓄和外匯(雙缺口模型)以及技術進步(新古典經濟增長理論中的索洛模型)、研發(R ＆ D)、人力資本積累和外部性的作用(內生增長理論中的羅默—盧卡斯類型的模型)。在這些不同的經濟增長理論框架內，對FDI促進經濟增長的機制也有不同的解釋。

這里考慮將FDI作為一種資本或投資形式，從投入產出的角度研究其對經濟增長的影響，這是FDI對經濟增長的直接或宏觀作用。

在研究投入要素與經濟增長之間的關系時，最常用的方法就是新古典主義的增長模型——索洛模型。[1]索洛模型為我們提供了資本積累促進經濟增長的機制分析，投資增長促進資本存量增長，再通過生產函數促進經濟增長，從而對生產要素投入的貢獻作出了合理解釋。但它對于外商直接投資與經濟增長的關系只有十分有限的描述，認為FDI只是增加了資本積累，只能對短期經濟增長產生影響，任何鼓勵FDI的政策都是短效的。同時，以索洛為代表的新古典增長模型雖然涉及技術進步在經濟增長中的作用問題，但一直把技術作為外生變量對待，使技術進步變得不可解釋。

內生經濟增長理論把技術進步納入經濟增長過程，使技術進步成為內生變量，得出了通過技術進步的變化(干中學、研發、教育投資等)導致規模報酬遞增，從而促進經濟長期增長的結論。內生經濟增長理論的出現也使FDI的作用得到了全新的評價，特別是對于發展中國家來說，FDI的流入對其經濟增長的影響已經不再僅僅局限于資本積累，它還可以通過技術外溢效應使該國的技術水平、組織效率得到不斷提高，從而提高國民經濟的綜合要素生產率，形成趕超效應，使該國的國民經濟走上內生化增長的道路。

為此，我們利用內生經濟增長理論，將FDI作為一種生產要素引入生產函數當中。借鑒戰明華的方法，[2]為避免FDI與全社會固定資產之間可能存在的多重共線性問題，我們建立如下動態柯布—道格拉斯(Cobb-Dauglas)生產函數:

這里各變量的含義為:y為總產出，A為綜合技術進步因子，t為時間，kt為全社會固定資產投資，lt為全社會勞動者人數，ft為全社會固定資產投資中來自外資的部分，β1、β2、β3為相應的彈性系數，εt為獨立同分布的隨機擾動項且服從正態分布。

兩邊取對數，將式(1)變成線性形式:

三、變量與數據說明

由于從1984年開始可收集到贛州比較全面的FDI、全社會固定資產投資、全社會勞動者人數等數據，因此將研究的時間范圍限定為1984～2010年。全部數據均來自于各年的《贛州統計年鑒》。

各變量所采用的數據說明如下:

1.總產出yt。以贛州各年度國內生產總值(GDP，單位:萬元)計量，為剔除物價的影響，各年度GDP都要除以居民消費價格指數，該指數以1984年為基期。

2.外商直接投資ft。以贛州各年度引進外商直接投資額存量(單位:萬元。包括我國港、澳、臺企業直接投資)計量。各年度外商直接投資額通過各年平均匯價換算，以人民幣計價，然后再通過上述價格指數將之換算成可比價格(以1984年為基期)，并按照國家對國有企業的最低折舊率要求7%計提折舊后計算累計數。計算方法為:

其中，it為第t年的外商直接投資流量。

3.全社會固定資產投資國內投資部分kt。以贛州各年度新增全社會固定資產投資額(單位:萬元)累計數減去外商直接投資ft來計量。同樣按照上述方法折算成可比價格，并計提折舊。

4.全社會勞動者人數lt。以各年度贛州勞動就業人數(萬人)與教育水平的乘積衡量。當然，勞動投入還受勞動者生理、心理健康水平的影響，但受教育水平應該是最重要因素。受教育水平用贛州普通高校在校人數占贛州總人口的比率表示。

5.綜合技術進步因子A。為簡便起見，假設其為常量。

四、平穩性檢驗和回歸分析

1.平穩性檢驗

根據上述整理的數據，可作出序列lnyt、lnft、lnkt、lnlt的散點圖，看出它們在樣本期間都呈上升趨勢。這表明，這些時間序列可能是不平穩的，而非平穩的時間序列會產生偽回歸現象。也就是說，回歸的結果從表面上看很好，而實際上并不存在任何有意義的關系。因此，涉及對時間序列的回歸時，必須對其進行平穩性檢驗。平穩性檢驗的方法很多，在此采用單位根檢驗中的ADF檢驗，實證結果均由Eviews6.0軟件給出。

表 1 表明，lnyt、lnkt、lnlt的原序列 ADF 統計量均在1%的水平上明顯大于臨界值，說明這些時間序列是平穩的。lnft二階差分序列的ADF統計量在1%的水平上顯著，lnft為二階單整序列。

2.相關分析

只有與因變量高度相關的自變量才適合引入模型，因此為保證線性模型的合理性，需要分析因變量與自變量的相關性，通過計算簡單相關系數來分析。yt、kt、lt、ft等變量的相關系數結果見表 2。

從表 2 可以看出，yt、kt、lt、ft等變量都呈高度相關，表明線性模型在解釋它們的關系時是比較合適的。

3.回歸分析

對方程(2)分別引入不同的自變量進行最小二乘法回歸，得到表3所示的結果。結果分析如下:

(1)模型的擬合效果總體較好，國內資本投入、勞動投入及外資投入能較好地解釋經濟增長。從模型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檢驗的相伴概率均為0.0000，說明各模型變量間呈高度線性相關，回歸方程高度顯著，各模型中的變量能較好地解釋lnyt的變化。

(2)在技術進步已定的情況下，勞動投入和國內資本投入是推動經濟增長的主要原動力。從模型1、模型2、模型4、模型6的結果可以看出，lnlt對lnyt具有顯著的正向沖擊。從模型1、模型2、模型3、模型5的結果可以看出，lnkt對lnyt具有顯著的正向沖擊。

(3)外資投入對經濟增長具有一定的正面貢獻，但作用十分有限。從模型4和模型7的結果可以看出，lnft對lnyt具有顯著的正向沖擊。但當模型中同時納入lnkt時，lnft對lnyt的沖擊是負向的，只不過并不顯著。

(4)對贛州而言，勞動投入在經濟增長中具有特別重要的作用。從同時考慮勞動投入和資本投入的模型1和模型2可知，lnlt的系數均大于lnkt；從分別只考慮勞動投入或資本投入的模型6和模型5來看，lnlt的系數也大于lnkt。這說明對贛州而言，豐富的勞動力對經濟增長發揮了一定的作用。

表1 ADF單位根檢驗結果

表2 變量間的相關系數矩陣

表3 回歸分析結果

五、脈沖響應和格蘭杰因果檢驗

1.脈沖響應

脈沖響應函數(Impulse Response Function，IRF)可用來衡量隨機擾動項的一個標準沖擊對內生變量當前與未來取值的影響，是研究變量間相互影響關系的有效工具。脈沖響應函數要建立在VAR模型的基礎之上。

向量自回歸(Vector Autoregression，VAR)模型通常用于相關時間序列系統的預測和隨機擾動項對變量系統動態影響的分析，適用于經濟理論不能為變量動態關系提供嚴格定義，不能確定內生變量出現在方程左邊還是右邊的情況。下面，首先建立序列 lnyt、lnkt、lnlt、lnft的 VAR 模型，然后考慮其脈沖響應(圖 1中的 LNYT、LNKT、LNLT、LNFT分別表示lnyt、lnkt、lnlt、lnft)。脈沖響應分析結果如下:

(1)圖1中左上方的小圖表示lnyt對一個標準差新息的響應。具體表現為:①lnyt對其自身的一個標準差新息立即有較強的反應，國內生產總值增加了約0.032，但第二期后迅速回落，第三期后達到較低值0.014后開始上升，第四期達到高點后趨向收斂。該序列對來自其他方程的新息在第一期都沒有反應。②lnlt對lnyt在第二期后產生了較大的正向沖擊，且沖擊影響不斷增強，說明贛州的勞動力資源正在日益不斷地發揮著拉動經濟增長的作用，這與前述回歸分析結果十分一致。③lnkt對lnyt的影響在第二期后走向了正向沖擊，且穩定上升，但到第七期后其影響被lnft超過。④lnft的一個標準差新息對lnyt的影響比較微弱，但在第二期產生了明顯的負向沖擊，直達-0.3后迅速上升，第三期到第五期均為接近于0的負向沖擊，第五期后正向沖擊愈演愈烈，說明外商投資隨著規模的擴張與投資項目質量的提高，將在長期內拉動經濟增長，這也在一定程度上印證了前述回歸分析的結論。

(2)圖1中右上方的小圖表示lnkt對一個標準差新息的響應。具體分析為:①lnyt在第一期就對lnkt產生了正向影響，且這種正向影響穩定增強，表明贛州的經濟增長是連續不斷吸引國內投資流入的重要因素。②lnlt對lnkt在第一期沒有沖擊，但第一期后形成負向沖擊，在第二期到達低點，第四期后才擺脫負向沖擊并不斷形成較強的正向影響，說明贛州的勞動力資源也會成為吸引國內投資的重要動力。③lnkt對其自身的一個標準差新息在第一期就有較強的正向反應，并在第二期進一步加強，第二期后逐漸減弱。④lnft對lnkt的沖擊均為負向，說明贛州外商投資對國內投資具有擠出效應。

(3)圖1中左下方的小圖表示lnlt對一個標準差新息的響應。除第一期外，lnft對lnlt的沖擊都是正向的，且這種正向沖擊不斷強化，說明外商投資吸引了勞動力就業，包括吸引沿海務工人員回流，并提高了勞動者素質。

(4)圖1中右下方的小圖表示lnft對一個標準差新息的響應。具體說明如下:①雖然lnft自身和lnkt在第一期對lnft具有很強的正向沖擊，且始終保持正向沖擊，但強度在第二期迅速降低，此后穩定下降。這說明，外商投資本身和國內投資是吸引外資流入的初始因素，因為外商投資本身具有示范效應，而國內投資主要是改善了基礎設施狀況并提供了配套產業基礎。②總體來看，lnyt、lnlt對lnft并沒有形成明顯的沖擊，說明經濟發展水平和勞動力狀況并沒有成為吸引外資的顯著因素。

2.格蘭杰因果檢驗

圖1 脈沖響應

運用線性回歸分析方法分析橫截面數據，并以此說明FDI對GDP的影響，從方法論上講有一定的缺陷。這是因為，FDI變量與GDP變量之間的同方向變化關系并不能說明它們之間存在因果關系，而且它們反映的是一個靜態而非動態的行為。基于單個數據的時間序列分析雖然可以證明GDP與FDI之間存在同方向變化的正相關關系，但并不能證明兩者之間的因果關系，即GDP增長是由FDI引起的，或FDI增長是由GDP引起的，或兩者互為因果。目前，國際上在解決這一問題時使用最為廣泛的手段是格蘭杰因果關系檢驗方法。這一方法可從統計表變量之間的關系來探尋因果關系的方向和強度。

下面就利用這一方法來檢驗GDP與FDI之間的因果關系，使用各期以不變價格表示的流量數值，以0.05的概率作為判斷臨界值，利用Eviews統計軟件，運行結果見表4。

表4的結果顯示，在滯后1、2、3期的情況下，GDP是FDI的格蘭杰原因，即贛州經濟的增長吸引外商直接投資的流入，但FDI不是GDP的格蘭杰原因，即贛州外商直接投資的流入沒有帶來經濟的增長。在滯后4期的情況下，GDP的增長沒有吸引FDI的流入，同時沒有證據顯示FDI促進了GDP的增長。因此，無論在哪期，外商直接投資的流入都沒有促進贛州經濟的增長。

六、結論與原因的進一步分析

FDI對GDP的回歸分析表明，相對于勞動力投入和國內資本投入，贛州FDI對經濟增長的作用十分有限。脈沖響應分析進一步證明，贛州的勞動力資源正在日益發揮著拉動經濟增長的作用，國內資本投入對經濟增長的作用也在一定時期內穩定上升。在期初的一定時期內，贛州FDI對經濟增長的作用仍然十分有限，甚至是負面的，但隨著FDI規模的擴張與投資項目質量的提高，將在長期內拉動經濟增長，這種拉動經濟增長的作用會在一定時期后超過國內投資。而格蘭杰因果分析表明，FDI并沒有促進贛州經濟的增長。

總體而言，可以斷定，自1984年以來，贛州引進外資工作雖然取得了巨大成就，對贛州經濟社會發展作出了一定貢獻，但相對而言，其作用并未得到充分發揮。主要原因在于:

第一，贛州利用外資的總體規模仍然很小。如表5所示，1995年之前贛州利用外資的總體規模最高也不足全社會固定資產投資的5%，在2006年這一比值達到21.27%的高點后，近年來有所下降。如此小的FDI總體規模不足以對經濟增長造成明顯影響。因此，下大力氣擴大FDI的總體規模仍然十分必要。

第二，贛州外資產業規模小，層次低，技術含量低，難以實現自主技術創新能力和企業家的培養，沒有充分帶動本地企業技術升級和產業集群發展。用溢出效應衡量，它們是非優質的FDI，只是利用當地低廉的土地和勞動力資源來實行產能的低技術擴散轉移，既沒有帶來更有力度的技術升級，也沒有提高全要素生產效率。“十一五”期間，贛州新批引進外資項目的合同外資平均規模只有450萬美元，2007～2010年新批合同外資在1000萬美元以上的項目只占項目總數的9.2%，世界500強跨國公司中僅有四家到贛州投資。截至2010年底，在所有贛州引進的目前正常運作的外資企業中，生產高新技術產品的企業僅占6.7%，而93%以上的企業均為生產普通加工產品的企業或出口加工型的企業。據有關資料介紹，早在上個世紀，發達國家境外投資項目平均規模就達到了600萬美元。[3]沿海地區之所以每年都有那么大的引資規模，主要是大項目的支撐，特別是世界500強企業，一個項目的投資便是幾億甚至幾十億美元，從而帶動了相關行業的投資，迅速形成了圍繞大項目生產和服務的上下游產業鏈條，形成了以主要產品為核心的產業群。因此，引進優質FDI并推動現有FDI企業實現產業升級和發展轉型極為重要。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

表5 贛州FDI占全社會固定資產投資的比重(%)

第三，無論從全部產業，還是從贛州六大主導產業分析，贛州外資產業與本土產業配套發展都存在不足。對欠發達地區而言，利用外商投資的利益應更多表現為促進本區域相關產業發展的動態利益。欠發達地區應在大力引進外商投資的同時，利用外商投資大量進入的機遇，通過發展外向配套來促進以民營企業為代表的本土企業的發展，而這反過來又能優化當地的產業配套環境，促使外商投資生根。所謂外向配套是指外商投資企業進入后，通過聯系而產生的本地企業向外商投資企業提供中間品的行為，外向配套的發展使欠發達地區的本土企業越來越成為產業集群中價值鏈的重要環節。[4]有兩種機制可以產生外商投資對承接地本土產業發展的外部效應:技術溢出以及外商投資企業與承接地本土企業基于價值鏈的聯系效應。[5]近期的研究越來越關注外商投資的聯系效應，這種聯系效應表現為中間品提供需求，促進承接地中間品生產廠商的發展(即后向聯系效應)以及間接為承接地下游產品廠商提供多樣化的低成本中間品投入(即前后聯系效應)，而且這種價值鏈聯系還是外商投資企業向承接地本土企業進行技術溢出的一個主要渠道。[6]、[7]但是，無論從全部產業分析，還是從六大主導產業分析，贛州外資產業與本土產業配套發展都存在不足。[8]由于配套發展不足，本土產業的優勢沒有得到充分發揮，外資產業的聯系效應和溢出效應沒有充分顯現，從而進一步限制了引進外資的質量，導致前述的外資產業規模小，層次低，技術含量低，難以實現自主技術創新能力和企業家的培養，不能充分帶動本地企業技術升級和集群發展。配套不足與外資質量低下是一個非良性互動狀態，必須采取措施加以改變，加強產業配套，扶植本地配套產業發展，利用良好的配套促進外資質量的提高，形成良性互動狀態。

[1]劉建明，等.中國引進外資經濟效應實證分析[M].北京:人民出版社，2008:3-6.

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[3]黃衛東，等.沖破廣西利用外資“低水平徘徊”的怪圈[J].廣西經濟，2005(8):3-6.

[4]安禮偉.外資推動型經濟發展與本土企業成長——江蘇昆山經驗剖析[J].上海經濟研究，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.產業集聚的均衡性和穩定性[J].世界經濟，2004(6):21-28.

[8]王滿四.欠發達地區利用外資的問題分析:以贛州市為例[J].中國流通經濟，2011(6):22-27.