FDI、產權結構和經濟增長

一、引言

改革開放 30 年以來，中國的經濟取得了高速的發展，經濟規模擴大近 20 倍，連續 32年平均以 9.9%的速度增長。這舉世矚目的成就吸引了眾多學者的注意，究竟是什么造成我國經濟持續 30 年高速的發展？近幾年來，關于這方面的研究甚多，但至今仍沒有得到一個較為一致的結論。當然，中國經濟的增長和中國的開放水平以及外資的不斷涌進有著緊密的聯系，這毋庸置疑。然而，FDI 在中國經濟的增長中扮演了一個什么樣的角色？FDI 又如何影響經濟的增長？本文試圖通過構建工具變量，利用面板數據檢驗FDI與哪些因素相關，并得出相應結論。

二、數據與模型介紹

為了保證數據的完整性，我們選取了 1997 年到 2008 年各地區的經濟數據，考慮西藏數據不全面，舍棄;并將四川重慶合并為一，所以共 29 個省市的數據構成我們的面板數據。同時在我國，外商投資以直接投資為主，所以我們用固定資產投資中外商投資來代替FDI，又因為固定資產投資按企業類型分類較細，為計量方便，把個體、聯營、股份、其他經濟加總為非公有制內資經濟，港澳臺投資經濟和外商投資經濟加總為外商投資經濟。數據分別源自中國經濟信息網統計數據庫、《中國統計年鑒》各期。各變量數據主要描述性特征如表1。

為了檢驗 FDI 對于經濟增長的影響，本文建立如下模型：

（1）

其中是控制變量。

本文中選取兩種方式衡量FDI：一種是FDI占每年固定投資的比例，一種是FDI的增長率。考慮其實際意義，比例反映FDI現有的情況，增長率反映了FDI進入的趨勢;用

兩種方式來衡量K：一種是資本增長率，一種是固定投資增長率，兩者之間相關;用就業人

數的增長率來衡量employ。為了檢驗溢出效應，我們使用資本增長率和FDI占固定資產投資的比例，由于FDI 占比與資本量之間不相關，在控制資本量不變的情況下，FDI占比的變化對于經濟增長的作用就是FDI的溢出效應。為了檢驗FDI對經濟的總作用，考慮到資本存量存量的衡量并沒有公認的數據，使用固定投資的增長率去代表資產變化趨勢，并在之后將其分解為內資企業固定投資增長率和FDI增長率，從中可以研究FDI的總作用。

對于產權結構，用各地區國有企業、集體企業、非公有制內資企業投資占總投資比

例來衡量：

（2）

而

（3）

因而利用這些變量和FDI構造交叉項。通過分析交叉項前面的系數，去探究產權結構對于FDI溢出效應和總作用的影響。同時考慮到不同地區開放度不同，用進出口總額占地區GDP的比例來衡量開放度。同時考慮到FDI和經濟增長之間可能存在雙向因果效應，在回歸前先進行格蘭杰因果檢驗，根據檢驗結果判斷是否使用工具變量。在研究FDI的文獻中，一般對對其取一階滯后作為工具變量。

考慮FDI的溢出效應，實際計量模型I如下：

" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （4）

考慮到FDI占比與地區開放度之間存在很強的相關性，故模型I中不加入衡量地區開

放度的指標。

考慮FDI的總作用，實際計量模型II如下：

（5）

其中Nrate， Frate是將固定投資分解開，因為Frate反映的FDI進入趨勢，與開放度

相關性小，所以可以加入衡量地區開放度的變量。

三、計量方法與實證檢驗

（一）回歸檢驗

1、Hausman檢驗

對于模型I，，II是選擇固定效應還是隨機效應進行回歸，我們通過分析Hausman檢驗結果，得出對于模型I，II均應選擇隨機效應模型。

2、格蘭杰因果檢驗

為了確定 FDI 和經濟增長的關系，本文利用格蘭杰因果檢驗（Granger causality test）來

分析這一問題，檢驗方法如下：

對于計量模型 I 進行 Granger 因果分析，構造如下模型：

模型III： " （6）

模型IV： "（7）

模型III的零假設，意味著FDI不是經濟增長的原因;

模型IV的零假設，意味著經濟增長不是導致FDI增加的原因。

結果表明對于模型III，拒絕的概率超過90%，對于模型IV，拒絕的概率超過95%。

我們對于計量模型II進行Granger因果分析，構造如下模型：

模型V： " （8）

模型VI： （9）

模型V 的零假設，意味著FDI不是經濟增長的原因;

模型VI的零假設，意味著經濟增長不是導致FDI增加的原因。

結果表明對于模型V，拒絕的概率超過99%，對于模型VI，拒絕的概率超過99%。

由此我們可以看出FDI和經濟增長是相互作用的，FDI的進入會促進經濟增長，經濟增長反過來也會吸引FDI的進入。他們之間存在雙向因果效應，為了解決這一問題，我們采用工具變量的方法進行回歸。選滯后一期作為工具變量。

3、工具變量回歸的顯著性檢驗

考慮到模型I是將Kf，模型II是將frate的作用進行分解，所以分別對模型I模

型II的未分解形式做工具變量回歸顯著性檢驗，具體見下式：

（10）

（11）

其中kf， frate是被工具變量，工具變量為滯后一期的kf， frate。

根據檢驗結果，可以看出，模型I可以采用工具變量方法進行回歸，但是模型II不能通過顯著性檢驗，為了可以與模型I進行比較，采用滯后一期的內生變量進行回歸。

（二）回歸結果與分析

按照上面結論，我們進行回歸，計量結果見表2，在各表中我們列出了不用工具變量回歸情況，以作對比。

計量檢驗結果表明：

1、在 （1） 中我們試圖驗證資本與勞動對于經濟增長的作用，在檢驗結果中，資本的增長率和就業增長率在99%的顯著程度下支持其對經濟增長有促進作用的假設。但在此回歸中較小，所以猜測還有其他變量對經濟增長有貢獻。

2、在（2）中我們加入衡量FDI占比的工具變量Kf，發現有所提高，同時各變量前

系數均顯著，且資本增長率和勞動力增長率的系數變化不大，證明Kf與它們基本不相關。考察Kf的系數，可以得出FDI的溢出效應顯著為正的結論。

3、對FDI的溢出效應進行分解，檢驗產權結構對其溢出效應的影響。根據結果，我們發現有所提高，同時除了kpkf外系數均顯著。具體考察系數，發現Erate系數變化較大，表明之前回歸可能高估了勞動力對于經濟增長的作用。比較資本增長率與就業增長率的系數，得出資本增長對于經濟增長的彈性是就業增長近4倍。另外，kckf項系數顯著為負，看出國有企業抑制了FDI溢出效應;kmkf項系數顯著為正，說明非公有的內資企業對FDI的溢出效應有促進作用，其中非公有制的內資企業相比集體企業更能促進FDI的溢出效應。

4、在（4）中只加入了交叉項，發現其符號沒有發生變化，這從側面論證了各種所有制企業對FDI溢出效應的影響方向。但發現此回歸顯著變小，交叉項系數變大，認為這是由于存在遺漏變量，所以對其系數有高估。

5、作為對比，我們在（5）中不用工具變量進行回歸，發現系數符號沒有發生變化，這為工具變量回歸結果提供了一個佐證。

四、結論

基于中國的省際面板數據，通過基礎模型的回歸，考察了產權結構對FDI溢

出效應和總作用的影響，得到的主要結論有：

（1）勞動力以及資本的增長對經濟增長有顯著的貢獻。

（2）國有企業具有規模效應，擁有更多的資源，這可以促進 FDI 的溢出效應，但同時其靈活性較低以及存在委托代理問題，這又會抑制 FDI 的溢出效應。回歸結果顯示，后一種因素占主要地位。

（3）非公有制內資企業占總固定投資額的比重越大，FDI 的溢出效應越顯著。

參考文獻：

[1]AA Alchian， H Demsetz，“Production， information costs， and economic organization”，TheAmerican Economic Review， 1972.

[2] AA Alchian， H Demsetz，“The property right paradigm”， The journal of economic history，1973.

[3] Aitken， B. J.， G. Hanson， and A. E. Harrison，“ForeignInvestment ， Export Behavior and Spillovers”， Journal of International Economics 43，1997， 103- 132.

（作者單位：海南大學）