外商直接投資對中國GDP增長的影響

田惠敏　劉　江

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外商直接投資對中國GDP增長的影響

田惠敏劉江

摘要：外商直接投資對于資本輸入國的經濟增長有著重要作用，但作用的路徑和程度并非線性，其中關鍵因素之一是資本輸入國所處的發展階段。文章根據中國1983年—2014年間的相關數據，從人均收入發展階段的角度實證分析了FDI對中國經濟增長的影響效應，發現自中國經濟進入起飛階段之后，人均收入的變化放大了FDI對于GDP的推動效應。但是自2010年之后，人均收入的變化開始抑制FDI對于GDP的拉動效應，盡管實證結果并不顯著，卻在一定程度上表明中國應及時完善吸引FDI的政策。

關鍵詞：外商直接投資經濟增長中等收入陷阱創新人力資本

劉江，北京物資學院副教授、管理學博士。

外商直接投資(FDI)對于資本輸入國的經濟增長有著重要作用，但作用的路徑和程度并非線性，其中關鍵因素之一是資本輸入國所處的發展階段。中國經濟轉型所經歷的將近四十年的過程中，FDI總體上促進了中國經濟快速增長并將繼續發揮作用，同時面臨的風險也在增加，尤其是“中等收入陷阱”導致的系列阻礙因素正在放大。本文選取1983年—2014年間的相關數據，從人均收入變動階段的角度考察FDI對中國經濟增長的影響效應以及變化趨勢，揭示FDI對中國經濟增長的影響效應和機理，并探討可行的戰略方向以改善FDI在促進中國經濟增長方面的策略。

一、文獻綜述

(一)國際經驗的研究

長期以來，是什么因素推動著FDI的跨國流動？鄧寧(Dunning，1970；1973；1974)在國際生產折衷理論的框架下，從所有權、內部化和區位優勢三個維度給出了解釋。在之后的40多年FDI的實際運行過程中，盡管世界經濟的形勢和技術條件發生了巨大變化，尤其是全球化和信息技術的快速發展，該三大要素對于FDI的流動仍然表現出了較好的解釋力，只不過方式有所改變，如許多國家中的跨國公司，開始采用兼并與收購的方式以逐漸取代直接設立新企業的方式。鄧寧(Dunning，2002)還認為，一國的凈對外直接投資地位與經濟發展水平密切相關，經濟落后的發展中國家不具備對外直接投資的條件，所以重點應是吸引國際直接投資。

從東道國的視角，關心的問題是FDI對于資本輸入國會產生怎樣的長期影響，是否可以從中受益，或在什么條件下獲益？基于不同的研究視角和不同的經驗數據，研究的結果并不一致。大致可分為兩類，第一類研究成果主要認為 FDI有益于東道國的經濟增長。艾特肯(Aitken)和哈里森(Harrison)以及哈斯克爾(Haskel)等人(2002)選擇了委內瑞拉和英國作為樣本，喬爾姆(Sjoholm，1999)的研究視角投向了印尼，貝克爾(Becker)、安德(Ender)和坦(Tan，2006)考察了東盟國家，發現 FDI 的技術溢出同技術差距密切關聯。對于發展中國家而言，FDI 對經濟增長起著促進的作用，主要是由于正的技術外溢效應(Balasubrananyam 等，1996)。凱夫斯(Caves，1974)、布羅斯多姆和佩爾森(Blomstrom and Persson，1983)實證分析認為 FDI 通過其技術外溢效應推動了東道國的產業結構升級，促進了經濟增長。馬庫森和維納布爾(Markusen and Venable，1999)認為 FDI 使東道國有機會以低廉的價格獲得技術含量高、質量好的中間品，為后續生產環節的技術升級創造條件。伊瓦森(Ivarsson)和奧維斯特姆(Alvstam，2009)以瑞典為研究對象，認為跨國公司通常會對國內供應商提供持續的技術支持，從而導致低能力供應商的技術升級。王曉紅和沈家文(2015)認為，利用外資規模持續擴大、外資質量顯著提高、外資結構更趨優化，外資在中國產業轉型升級和區域協調發展中發揮的作用更加突出。

但是，也有文獻得出了相反的結果。如布萊徹(Brecher)和芬德利(Findlay，1983)發現，FDI 是導致一國貧窮的原因之一。卡克維克(Carkovic)和萊文(Levine，2002)研究了72 個國家的樣本，發現FDI對經濟增長并無顯著影響。哈達德(Haddad)和哈里森(Harrison，1993)對摩洛哥的研究，庫科(Kokko，1994)、Blomstrom et al.(1999)對墨西哥的研究，都佐證了上述結論，原因在于東道國的國內企業缺乏必要的學習能力，無法產生出預期的外溢效應。Ari Kokko(1994)的研究發現本土企業由于對 FDI 的依賴，易陷入引資陷阱從而被困于低附加值生產環節，不利于技術密集型行業發展。伽柏哈耶(Gabor Hunya，2002)對羅馬尼亞的實證分析發現，外商直接投資促進傳統產業如服裝、鞋帽、金屬產業發展，但阻礙了新興產業的發展。塔納(Tanna，2009)運用75個國家566個商業銀行2000年—2004年的面板數據，發現短期內FDI對生產率具有消極作用。而Tam BangVu和IlanNoy(2009)利用經濟合作與發展組織(OECD)六個成員國的部門數據研究發現，FDI通過與發達國家當地企業合作對經濟發展存在積極影響，但這種影響在不同國家和經濟部門之間存在顯著不同。

(二)中國為背景的研究

基于中國的經驗數據，也有兩種研究結果。一類研究成果認為FDI對于中國的經濟增長有促進作用，主要機理在于技術的外溢效用會提升中國技術的進步和改善企業效率(秦曉鐘，1998；何潔，2000；沈坤榮，1999)。基于區域經濟的視角發現，FDI也對中國區域經濟增長起著直接或間接的促進作用(Wei et al.，2001；陳浪南和陳景煌，2002；王成岐等，2002；Ying，2003)。但是反向來看，中國產出的增長對FDI 的增加卻無所貢獻(沈坤榮，2001)。從行業的視角，FDI的技術溢出效應同樣存在(陳濤濤，2003；嚴兵，2005；嚴冀等，2005)。但是因技術差距過大也會導致FDI技術擴散效應不顯著的情況，這一點在西部地區較為明顯(潘文卿，2003)。跨國公司與東道國之間的技術差別，往往還伴隨著投資環境和配套基礎建設的巨大差異，因而一定程度上削弱了FDI的技術外溢效應。從整體和長期的視角看，FDI會提高資金的配置效率并改善資產形成的質量(江小涓，2002)。總之，FDI 對中國經濟增長起著推動作用，并且能夠提高經濟增長質量和引起經濟增長方式路徑的改變(江小涓，1999，2000，2004；Yao和Wei，2006；張衛東等，2005)。

基于產業結構層面變化，正是由于FDI大量進入中國加工工業，才有效推動了中國加工工業的擴張，有助于國內加工工業內部產業結構的改善(楊俊龍、張媛媛，2004；張琴，2012)。FDI也會間接在中國產業結構調整和升級中發揮催化劑的作用，進一步改善產業結構(周燕、王傳雨，2008)。

當然也有相反的研究結果，認為FDI對于跨國的經濟發展并未如預期的那樣好，資本的逐利本性往往并不一定會給東道國帶來預期的技術進步，技術的外溢效應往往并不總是成立。鄧寧揭示所有權優勢始終是外資決定去留的根本性因素，即使該理論提出之后的45年之后，在信息化和全球化加速發展的現代，跨國資本不是弱化了所有權的控制，恰恰相反，往往會憑借著自身的“先行優勢”更好地吸引現代技術成果和改善管理制度，并創新投資方式，以鞏固既有的優勢。平新喬等(2007)的研究發現，大量的外資進入實際上并未縮小東道國企業與先進跨國公司在技術上的差距，卻阻礙了國內企業的自主創新。即使人員流動會導致 FDI 技術溢出的產生，行業內卻不會存在明顯的溢出(姚洋和章奇，2001)。包群和賴明勇(2002)將 FDI的效用區分為直接和間接效應后發現，外企對國企沒有明顯受益于溢出效應。而且FDI對農林牧漁等低技術含量和吸收能力不足的行業具有負的溢出效應(祖強和梁俊偉，2005；李文臣和劉超陽，2010)。

(三)文獻簡評

基于上述分析，無論是中國還是其他發展中國家，以及一些發達國家，FDI都不同程度地對東道國經濟增長和技術進步產生著影響。鄧寧的理論在一定程度上解釋了FDI的流動方向，但在分析FDI為何可以持續發生的方面沒有給出進一步的解釋。本文基于發展經濟的視角，從人均收入的維度來考察FDI對于國內生產總值(GDP)增長的作用機理及實證效應。這是因為人均收入的變化集中反映了東道國在所有權改革、技術創新以及管理水平上的進步程度。從深層次影響著FDI的流向和幅度變化。中國實行開放政策的37年以來，經濟總量和經濟結構均較之前有了質的變化，包括知識產權改革、公司治理機制的完善以及均衡的發展戰略，人均收入水平發生了重大變化，相對于FDI的吸引和應用能力也發生著巨大的變化。中國已經經歷從起步到起飛的階段，目前開始進入中等發達國家行列，部分地區已經處于向高收入國家轉變的過程之中。因此，從人均收入的發展階段視角考察FDI與經濟建設的關系，在中國經濟增長放緩的背景下，是一個新的研究視角。

二、外商直接投資的現狀及與經濟增長的關系描述

縱觀1983年—2014年FDI在中國的總體特點，對于中國相關領域的技術水平、產品質量和種類以及企業經營管理起到了刺激效用，并且表現出明顯的三大特點：第一是FDI的總量規模龐大。實際利用外商直接投資從1983年的9.2億美元，發展到2014年的1195.62億美元的歷史峰值，增加了129倍(見圖1)。相對于任何一個發展中國家，如此之大的規模都屬罕見。第二是增速快。32年間的實際利用外商直接投資金額、實際利用外資額和實際利用外商其他投資額的算術平均增長率分別達20.78%、15.90%和58.76%，遠高于同期GDP的增長率，顯示出極強的投資強度。第三是波動幅度大。尤其在上世紀90年代的頭十年。

圖1　1983年—2014年中國FDI與GDP數據來源：根據歷年《中國統計年鑒》數據整理。

就階段性的變化來看，在進入21世紀的第二個十年之后，2010的增速又創下了過去十年內的新高，達到19.31%，之后在2011年下降了1.37%，2012年又創下了過去十年來的新低5.24%，2014年也僅有1.45%的增長。事實上，同期的宏觀經濟正從高速向中高速轉換。

FDI與GDP的歷年增速基本上呈現為相對穩定的關系(見圖2)，只在1992年—1993年出現了異常的變動，這兩年恰好是中國新一輪改革的起步期。自此之后，外資引入的速度開始放緩至相對正常的節奏。實際上，正是從上世紀的90年代初期始，中國的FDI和GDP之間的關系開始發生了重大變化。1983年—1995年，二者的相關程度數達96.27%，1996年—2014年的相關程度高達98.08%，分階段考察的結果表明均高于94.79%的整體相關程度。

圖2　1983年—2014年中國FDI和GDP的增速時序圖注：FDI以萬美元計，GDP的計算數據用億人民幣計。數據來源：根據歷年《中國統計年鑒》數據整理。

同樣有意思的是，從上世紀的80年代中期到90年代中期，中國的人均GDP(換算為美元)增速波動極為劇烈，分別在1988年、1993年和1995年至少出現了23%的速增，而在1990年和1994年又有近10%的大幅下降。同期的FDI的投資規模在迅速增加，開放步伐進一步加快，外資的擴散效應開始逐漸顯現。總體上，中國的FDI與GDP之間呈現的是非線性的變動關系。

三、FDI與經濟增長關聯性的經驗分析

初步的分析所示，FDI對于經濟增長的作用方向與力度很大程度上取決于人均收入的水平，本文擬參照漢森(Hansen)發展的門檻面板模型，將人均收入作為門檻變量，通過對數據進行自動識別來確定門檻值，以避免人為劃分人均收入的變動區間帶來的偏誤，在確定了最佳的門檻數量和檢驗之后，確定相應的模型并進行參數估計，揭示FDI對于GDP的影響方向與程度。

(一)變量選定與數據來源

FDI之所以在發展中國家會起到相對更明顯的效應，主要原因是發達國家與發展中國家存在較大的技術和管理制度差異，本質上是資本的綜合比較優勢地位，該優勢只有在能為輸入資本提供更有利的市場機會條件下，才會持續下去，激發出市場的潛力和更大一輪的投資效應。如果東道國實施更加開放的政策，輸入資本的投資效用也會被放大。但是，我們也注意到，從新市場的啟動到活躍之間，必定存在一個時滯期。若發展中國家在技術梯度不大的條件下，以及可以有效吸收來自于投資方的先進技術和管理制度的話，就有很大概率來提升東道國的經濟增長。相反，則會使東道國喪失既有的優勢，導致東道國企業的市場萎縮，嚴重打擊東道國的整體經濟，最終抵制FDI的擴張。可以綜合反映東道國吸引FDI的能力的指標是人均收入水平。因為人均收入水平一般反映的是一國在技術、資源稟賦、企業活力和人力資本方面的綜合能力，直接決定著外資流動的動力與規模。同時，人均收入水平也直接反映了該國吸引外資的能力和所處的發展階段。

中國的人均收入水平自改革開放以來，基本上在不斷上升的通道之中(見圖3)。直觀地劃分為兩個階段，第一階段是2001年以前的發展初期，第二階段是自2001年突破了1028美元的“貧困陷阱”進入1000～3000美元的“起飛期”。2010年突破了4000美元，2014年達到了7550美元。按世界銀行的標準，人均GDP在4126～12735美元的國家屬于中等收入國家。意味著中國自2010年進入了中等收入水平國家。我們將模型的被解釋變量確定為GDP，解釋變量確定為FDI，以人均收入為門檻變量。

圖3　1985年—2014年中國人均GDP(美元)數據來源：根據歷年《中國統計年鑒》數據整理。

控制變量考慮三個方面：一是在就業總量；二是從未來發展的創新潛力；三是城鎮人均收入與農村居民的人均收入的比率。

考慮就業總量是因為在全球化和信息化同時加速發展的背景下，FDI在促進相關投資方面應具有顯著的帶動效應。體現為兩個方面：一是刺激更多的具備比較優勢的資本向外投資，促進東道國的生產和服務的調整；二是實現勞動力的轉移和結構性的變遷。勞動力投入的變動將影響到經濟總量的變化。然而，在技術升級加快和產業升級與替代的長期過程中，以及地區性的差別，最終將增加還是抑制總產出，存在不確定性，需要經驗數據的驗證。

決定東道國的經濟增長潛力的重要因素之一是該國的創新潛力，其中一個必要的條件是有持續穩定的適齡勞動力比率的供給。換言之，一個社會中的老齡化應維持在一個相對穩定的水平，才能為創新提供最為基礎的源動力。經濟體中勞動適齡人口占比和人力資本投資越高，該國的人口紅利就越多。中國經濟的增長恰恰進入了人口紅利正在衰減的通道。老齡化率自1983年開始至2014年的32年間，除了1993年和1995年有所下降之外，其他年份均是在上升。1996年到2014年，連續增加了19年，年均增長2.43%。如果按照這一增長速度和增長規模，必然會抑制經濟的創新能力和增長潛力，FDI的投資水平也會有重大的變化。為研究的方便，本文采用一減去老年化率的方式表示創新潛力，更符合表述的習慣。定義為創新的人口潛力。

中國的二元經濟結構將在很長時間內不會發生質的變化，收入結構的城鄉差別從另一個側面反映人均收入水平的門檻效應強弱。事實上，中國經濟的增長正在促使城鄉居民的人均可支配收入經歷著由低到高，再由高到低的過程。從1983年的1.8上升到1990年代初的2.4，再一直降到現在的1.8，表明中國的經濟增長已經取得了實現共同富裕的階段性成果。

數據均來源于歷年的中國統計年鑒。FDI按照當年年末匯率換算為人民幣，GDP和人均收入水平(元)(income)，城鎮居民家庭人均可支配收入(元)(incomu)和農村居民家庭人均純收入(元)(incomc)均按照相應的價格指數，以1983年作為基年作了價格平減。popu表示人口的創新潛力。表1是對于所研究變量的描述性統計。GDP的變動幅度最大，FDI的變動程度次之，人口的創新潛力相對變化弱。

表1樣本描述性統計(1983年—2014年)

gdp(億元)fdi(億元)income(元)incomu(元)incomc(元)ratiopopuemp(萬人)平均38684.24841.312973.591976.34923.872.170.9323474.19標準誤差6238.8098.05450.75150.5577.430.030.001487.90中位數23128.65996.321845.992312.321027.462.210.9322014.00變異系數0.910.660.860.430.470.080.020.36最小值5998.5018.18582.33564.60309.801.820.9011746.00最大值122021.861558.048920.903397.711870.172.470.9539310.00

注:《中國統計年鑒》沒有提供1983年—1986年和1988年—1989年老齡化率數據,本文是按照1987年和1990年數據相減取年平均值后,分別按照逐年同量變化的趨勢填補上了缺失值,因為在上世紀80年代,人口的老齡化速度相對上升慢。同時,為使估計系數不至于過于太大,將老齡化率擴大100倍,不影響模型的估計結果。

(二)實證研究

根據研究的目的，我們設定的計量模型如下式(1)：

(1)

其中，lgdp代表被解釋變量，x是控制變量，包括了就業水平lemp，創新潛力變量popu，城鄉收入比變量ratio，收入水平lincome，同時也是作為門檻變量，γ為特定的門檻值。為降低異方差程度，除城鄉收入比變量之外，對其他變量均作對數處理。I(·)是示性函數。e為隨機干擾項，服從獨立同分布，t表示年份。

如前所述，中國的人均收入水平從1983年到2014年的32年時間內，經歷了快速的增長過程，總體上從低水平階段進入了“起飛階段”，又從起飛階段開始進入了“中等發達階段”。每一階段對于中國的經濟增長的影響也不盡相同。為避免直觀人為劃分收入水平階段的主觀性，我們用數據本身的特點來分析更有解釋力。

首先要確定門檻的數量。為嚴謹起見，我們初步劃分為三個階段，相應地確定為兩個門檻值。然后再根據統計顯著性判斷選擇兩個門檻值還是一個門檻值。確定門檻值的具體方法是根據人均收入從低到高，分別作固定間隔的步長，估計不同門檻值的對應模型的殘差平方和，以最小殘差平方和模型所對應的收入水平為門檻值。

第一輪搜索結果確定的第一個門檻值是1389元，達到這一收入水平是在1994年。固定第一個門檻值之后，進行第二輪搜索尋找是否還存在著其他門檻值。搜索發現第二個門檻值是人均國民收入達6609元，這是2010年的收入水平。為進一步驗證第一次搜索結果的準確性，我們固定第二個門檻值重新搜索第一個門檻值，結果發現第一個門檻變為1460元，達到該水平的年份是1995年。因此我們可以將第一個門檻值確定為第三次的搜索結果。圖4顯示了三次搜索的綜合結果。

圖4　三輪搜索門檻值的結果注：rss1、rss2、rss3分別代表了第一、第二和第三次搜索得到的殘差平方和。

為便于比較，我們分別構建無門檻效應模型(1)，以1995年收入為單一門檻的模型(2)，以2010年為單一門檻的模型(3)，同時以該兩年為界的雙門檻模型(4)。相應的參數估計結果列于下表2中。

表2模型的參數估計結果

解釋變量(1)(2)(3)(4)lfdi0.0142***0.00704***0.0140***0.00676***(5.57)(4.26)(5.42)(4.20)lemp0.254***0.216***0.247***0.205***(8.53)(12.73)(7.58)(11.56)lincome0.979***0.969***0.977***0.965***(68.16)(121.78)(64.65)(120.42)popu0.612-0.762*0.187-1.371**(0.90)(-1.86)(0.19)(-2.51)ratio0.0235**0.0603***0.0251**0.0629***(2.14)(7.94)(2.20)(8.36)xdd100.000555***0.000561***(7.90)(8.23)xdd20-0.0000679-0.0000949(-0.61)(-1.63)_cons-0.5831.102**-0.09601.802***(-0.73)(2.27)(-0.08)(2.83)N32323232F122577.8343227.699682.3313744.0AIC-225.6-263.6-224.0-265.0BIC-216.8-253.3-213.8-253.2 注:*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上統計顯著;xdi表示門檻變量在2311元時收入與啞變量的乘積項;xddi表示門檻變量在960元時收入與啞變量的乘積項。

續表2

注:*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上統計顯著;xdi表示門檻變量在2311元時收入與啞變量的乘積項;xddi表示門檻變量在960元時收入與啞變量的乘積項。

從表2可以發現引入外資的政策對于中國的經濟增長起到了促進作用。這是一個穩健的估計結果。分別比較四個模型的結果是，無門檻模型的效果最差。單門檻模型未全面反映32年來FDI對GDP波動式進展的推動效應。相對而言，以1995年的收入水平劃分的模型估計結果要好于以2010年收入水平劃分的模型估計結果。第四個模型在整體顯著性的指標F值，最小信息準則(AIC)和貝葉斯(BIC)信息準則方面，均優于其他三個模型，同時雙門檻的系數估計結果也均顯著。

具體來看，人均收入水平整體上促進了GDP的增長，彈性系數達到0.97。1995年之前，是人均收入水平快速變化的階段，也是FDI大幅波動的時期。同期的FDI也出現了異常的波動，既有1992年和1993年的創記錄的153.07%和135.42%的增長率，也有在1989年大幅下降7.55%的歷史記錄。同期中國的GDP增長也呈現出過熱的情況尤其是1993和1994年表現最為突出。

圖5　1983年—2014年中國人均收入增速數據來源：根據歷年《中國統計年鑒》數據整理。

1995年之后，人均收入增速也開始穩步提升，即進入了第二個階段(見圖5)。在此期間，國家相應地在許多領域放寬了外資的流入，如商業、金融保險、航空、律師、會計領域，以及土地開發、房地產、賓館、飯店、信息咨詢和基礎設施、能源和交通等領域。根據世界貿易組織(WTO)的規則和承諾，自2002年對投資準入的限制大幅度放寬，鼓勵類目錄由186 條增加到262條，限制類目錄由112 條減少到75條，逐步開放金融、保險、電信、物流等知識密集型服務業，鼓勵外商投向中西部地區。盡管在2007年爆發了金融危機，但是政府出臺的系列救市措施保持了人均收入還是處于增長的通道之中。在這一階段，FDI每提高一個百分點，在人均收入不變的前提下，GDP相應會增加0.06個百分點。如果我們考慮到同時還受到收入水平的影響，而收入水平在該階段內基本上處于上升期，則進一步放大了FDI對于GDP的促進效應。這是一個良性的可以有效發揮FDI對于GDP拉動效應的通道。

然而，擴張的經濟刺激政策自2010年后效用開始下降，相應的國民人均收入的增速也開始下降，進入了第三個階段。FDI對于GDP的拉動彈性在人均收入不變的條件下，下降了0.01個百分點。在此階段，如果要維持FDI對于GDP的拉動效應不致減少太多，只能將人均收入維持在一個相對較低的收入水平。顯然會導致我們陷入“中等收入陷阱”。即當一個國家的人均收入達到中等水平后，往往在過快的增長過程中將前期積聚的矛盾集中爆發與釋放，往往難以得到有效調整。若源于發展戰略偏誤或有來自于外部的巨大的經濟沖擊，導致經濟增長動力不足，經濟增長回落或長期停滯。如墨西哥、智利、巴西、菲律賓、馬來西亞、南非以及東南亞和拉丁美洲的一些國家等，在20世紀70年代均進入了中等收入國家行列，之后就長期停滯于4000～12000美元階段。

就中國而言，如何恢復到可以通過FDI促進GDP增長的第二階段的通道之中，則需要中國的對外開放領域進一步拓寬，而不只是投資額的簡單擴張。事實上，中國引進外資自上世紀的90年代中期出現了拐點(見圖6)。

圖6　1985年—2014年FDI占中國GDP的份額變動數據來源:根據歷年《中國統計年鑒》數據整理。

如前所述，一些就業效應突出的服務業行業領域，如教育、健康、醫療、金融、文化創意等領域，雖然在政策上有了突破，但開放程度不及預期，實際上操作過程中存在著玻璃門，還有就是出于安全的考慮要多于效率的視角。正是這些投資領域存在的事實上的限制，導致外資投資的邊際效應逐漸降低，對于GDP的拉動作用不斷下降。

控制變量的估計結果顯示，就業、人均收入水平和城鄉收入比三個變量，均顯示為正的彈性系數結果。如果前三個因素對于中國持續提升增長起到了預期的效果的話，城鄉收入差距的加大所起到的經濟拉動效應并不可持續。但從目前收入差距的變動趨勢來看，在短期內抑制這一趨勢也并不現實。

創新潛力對于經濟的提升作用表現為負數，表明中國的人口紅利在過去已經發揮了重要的作用。但是另一方面，如果在未來中國的人口結構繼續按照目前的趨勢發展，創新的潛力必然會受到抑制，同時大幅增加企業的人力成本，從勞動力總量供給與勞動力成本兩方面制約企業的發展，從根本上降低了對于外資的吸引力。

在全球經濟增長速度下滑和國內經濟不確定性放大的背景下，外資的引進規模出現了波動，實際上是向我們提供了一個重要而不易被重視的信號，即真正吸引外商直接投資的是投資者可以對目標市場有穩定預期的國家和地區，對于需要外資的國家而言，最需要的是提升對外資所內含的先進技術、管理制度和管理文化的消化與吸收能力，以突破“中等收入陷阱”。

四、結論與政策建議

外來資本內在的逐利本性和外在的三個條件會決定資本在國際間的流動方向和規模。FDI流動的持續性則取決于東道國是否從外來的資本中獲益以及獲益程度。基于鄧寧的理論在全球化進展到現階段依然有很強的解釋力，但是基于中國的經驗，部分因素尤其是人均收入水平顯示出更加突出的作用，從深層次上決定了資本的流入趨勢。要形成有利于資本持續流入的機制，未來主要可從以下幾個方面推動。

(一)完善競爭市場制度

FDI對于GDP的促進效用，在很大程度上取決于人均收入水平。在人均收入水平進入上文分析的第三個階段之后，如果收入水平不能有效提升，那么FDI對于GDP的負效應將會被持續放大，不能恢復到第二階段的通道之中。

要提升國民收入水平，需要在以下三方面做出實質性推進：第一是創造更公平的市場競爭環境。推進對內對外開放的立法、執法與司法建設，特別是完善中國的外資引入制度，使外資政策向國際規范化靠攏。完善知識產權保護政策并增強信息透明度。第二是加快轉變政府職能，完善經濟管理體制和運行機制，建立和完善權力清單制度。引導外商投向生產性服務業、戰略性新興產業和先進制造業，健全全社會誠信體系，創造和維護起可調動各類所有制企業發揮自身優勢和創新潛力以深度參與國際產業分工的大環境。第三是發揮自由貿易試驗區的先行先試作用，逐步在天津、福建、廣東和其他沿邊、內陸等不同區域設立自由貿易園區，合法推進外資準入進程，探索外資負面清單管理制度，由過去靠土地、稅收等優惠政策轉變為靠市場機制、開放環境吸引外資。

這是通過引入FDI以提升中國居民收入的長期決定性因素，也是持續與外資形成共贏局面的必由路徑。

(二)降低企業運行成本提供就業崗位

市場的活躍度將直接影響到企業的活力和對資本的吸引力。中國目前亟需的是給企業降低運行成本，推動供給側的改革，即在勞動力成本不斷上漲的壓力下，降低企業的稅負壓力，扶植企業應對經濟增速放緩的壓力。在完善市場競爭機制和降低企業運行成本的雙重作用下，直接的效果是提升更多的就業崗位，促進國民收入的增加，進而促進FDI對于GDP的拉動作用。

(三)加大中西部的投資力度

中國在經濟總量周期性波動的同時，也存在著地區性失衡，而外資逐利的天然屬性也必然存在著地區性的差距，而中國的中西部經濟增長相對緩慢的地區最需要外資的支持。為此，一方面需要加大硬件投資。想要縮小地區FDI差距，就必須提高中西部地區吸引外資的能力，通過改善投資硬件環境來提升中西部地區的發展，加大對基礎設施的建設，并帶動民間資本的介入，為企業的生存與發展營造公平競爭的環境。另一方面，中國引入外資的最終目標是逐漸彌補自身的技術差距，提升管理水平，并帶動自身創新能力的持續提升。東道國的人力資本將直接決定著承接FDI和技術創新及商業模式創新的能力。決定目標實現程度的重要因素是東道國的人力資本、承接FDI的能力、技術創新的能力。在人均收入提升的基礎條件下，進一步加大中西部地區人力資本的投資，形成良性的循環。通過加大研發投入，鼓勵內資企業對國外技術人才、品牌、營銷網絡等創新要素的吸引和使用，促進傳統產業轉型升級，夯實人才培養的質量，進而以人才戰略的完善推動新興產業、先進制造業、現代服務業發展壯大，實現產業升級才能實現經濟增長的可持續性。

(四)優化外資產業結構

吸引外資進入戰略性新興產業、生產性服務業、先進制造業、現代農業等領域，大力吸引信息技術、節能環保、生物醫藥、電子通信、金融保險、醫療教育等領域外資，在中國區域中心城市吸引更多的跨國公司投資研發中心、設計創新中心、財務結算中心、教育培訓中心、總部基地等高端服務業。

同時推動服務產業轉型升級，推進旅游、外貿、金融、保險等領域的利用外資，加強基礎設施、基礎產業、現代農業方面利用外商直接投資的比重。加速先進技術轉移和擴散，放寬高技術FDI準入門檻，限制低技術含量的項目進入。

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責任編輯：沈家文、杜振華

作者簡介：田惠敏，國家開發銀行研究院副研究員、應用經濟學博士后；