外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)分析——基于東北三省面板數(shù)據(jù)分析

劉降斌，蹇　歡，蔡勉希

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，黑龍江 哈爾濱　150028)

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外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)分析
——基于東北三省面板數(shù)據(jù)分析

劉降斌，蹇歡，蔡勉希

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，黑龍江 哈爾濱150028)

摘要：基于我國(guó)東北三省2002-2012年的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建一個(gè)以勞動(dòng)力、內(nèi)資和外資為要素的生產(chǎn)模型，在混合回歸、固定效應(yīng)估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用豪斯曼檢驗(yàn)選擇了最適合的固定效應(yīng)估計(jì)方法。其研究結(jié)果表明：這三要素雖然沒(méi)有對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是它們的彈性都大于0小于1；同時(shí)這三要素對(duì)東北三省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的固定效應(yīng)存在明顯的差異。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；面板數(shù)據(jù)

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)實(shí)施了許多吸引外商投資的優(yōu)惠政策，外商在華的直接投資迅速增長(zhǎng)，外商直接投資也成為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，我國(guó)成為了世界上吸收外商直接投資規(guī)模最大的國(guó)家之一。外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也成為眾多學(xué)者研究的熱點(diǎn)。黨的十八大提出了創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)發(fā)展方式，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，進(jìn)一步提高對(duì)外開(kāi)放的程度。而提高對(duì)外開(kāi)放的程度一個(gè)重要方面就是加大引進(jìn)外資的力度，提高外資的利用水平，因此我們更加有必要研究外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。2012年，東北三省吸收外商直接投資總額為323.4億美元，而遼寧省吸收外商直接投資為267.9億美元，約占整個(gè)東三省吸收外商投資總額的82.84%；同時(shí)期全國(guó)的外商直接投資總額為1117.16億美元，東北三省約占全國(guó)外商直接投資總額的28.95%，在全國(guó)外商直接投資總額中占有較大的份額。[1]2003年，國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議提出了振興東北老工業(yè)基地的戰(zhàn)略；隨后在2009年8月國(guó)務(wù)院正式批復(fù)《中國(guó)圖們江區(qū)域合作開(kāi)發(fā)規(guī)劃綱要——以長(zhǎng)吉圖為開(kāi)發(fā)開(kāi)放先導(dǎo)區(qū)》；2012年，國(guó)家發(fā)改委印發(fā)了《中國(guó)東北地區(qū)面向東北亞區(qū)域開(kāi)放規(guī)劃綱要》，而這些政策都凸顯了東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)——開(kāi)發(fā)開(kāi)放，因此研究東北地區(qū)外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展之間的關(guān)系，有助于進(jìn)一步認(rèn)清外商直接投資的作用，提高外資的利用水平，對(duì)今后在利用外資政策的制定上也會(huì)提供有益的借鑒。

一文獻(xiàn)綜述

國(guó)外的許多學(xué)者一直把外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系問(wèn)題作為研究的重要內(nèi)容之一。關(guān)于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，許多學(xué)者都進(jìn)行了定性和定量分析，所得出的結(jié)論也不盡相同。De Gregorio(1992)[2]在對(duì)12個(gè)拉美國(guó)家36年數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)了不但外商直接投資和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展正相關(guān)，而且外商直接投資比國(guó)內(nèi)投資的生產(chǎn)效率要高。De Mello(1999)[3]通過(guò)利用經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國(guó)家和非經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國(guó)的1970-1990年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了外商直接投資彌補(bǔ)了東道國(guó)資本的不足，促進(jìn)了東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Agosin和Mayer(2000)[4]利用亞非拉39個(gè)國(guó)家1970-1996的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)了外商直接投資對(duì)亞洲國(guó)家擠入效應(yīng)顯著，而對(duì)拉美國(guó)家擠出效應(yīng)顯著，但是對(duì)非洲國(guó)家卻沒(méi)有顯著的效應(yīng)。Corg和Greenaway(2004)[5]認(rèn)為外商直接投資是通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、人員的流動(dòng)、示范效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)這4種途徑實(shí)現(xiàn)了對(duì)技術(shù)的溢出效應(yīng)。Girma(2005)[6]運(yùn)用門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)外商直接投資在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中，人力資本必須要超過(guò)最低門檻的限制，這樣才能使得外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)得以實(shí)現(xiàn)。Ndikumana和Verick(2008)[7]在對(duì)非洲38個(gè)國(guó)家1970-2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對(duì)東道國(guó)的私人資本投資會(huì)產(chǎn)生擠入效應(yīng)。Halo和Long(2011)[8]在分析中國(guó)企業(yè)層面的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)了外商直接投資對(duì)內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)并不是持續(xù)性的。

國(guó)內(nèi)的學(xué)者也對(duì)外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)行了大量的研究。沈坤榮和耿強(qiáng)(2001)[9]對(duì)我國(guó)1987-1998年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，指出外國(guó)直接投資會(huì)促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。武健(2002)[10]認(rèn)為外商直接投資雖然會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)作用，但是在不同區(qū)域之間促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的增長(zhǎng)率卻會(huì)存在明顯的差異。王志鵬(2003)[11]通過(guò)對(duì)外商直接投資考慮滯后期，在對(duì)外商直接投資和社會(huì)總投資進(jìn)行回歸分析的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)外商直接投資在東部地區(qū)擠出效應(yīng)明顯，在中部地區(qū)擠入效應(yīng)明顯，在西部地區(qū)不顯著。姚樹(shù)潔(2006)[12]認(rèn)為外商直接投資通過(guò)減少了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)的非效率，提高了生產(chǎn)的技術(shù)效應(yīng)和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步這兩種途徑促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。郭志儀和楊曦(2008)[13]通過(guò)利用1990-2004年的省際數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資在各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用存在明顯的差異。曹裕(2008)[14]通過(guò)利用時(shí)間序列發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)外商直接投資還沒(méi)有和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)形成一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。楊堅(jiān)和常遠(yuǎn)(2011)[15]通過(guò)利用中部地區(qū)1995-2008年的省際面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)雖然外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有拉動(dòng)作用，但這種拉動(dòng)作用小且遠(yuǎn)小于內(nèi)資對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用。何興強(qiáng)(2014)[16]通過(guò)門檻回歸分析，發(fā)現(xiàn)外商直接投資通過(guò)技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但溢出效應(yīng)受到吸收能力門檻的制約。

綜合以上國(guó)內(nèi)外的研究文獻(xiàn)，在關(guān)于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的關(guān)系上我們可以歸納為三種：第一，外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著“擠入效應(yīng)”，即會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；第二，外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)展存在著“擠出效應(yīng)”，即不會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；第三，外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系不顯著，即二者之間的相互關(guān)系不明顯。而東北三省外商直接投資和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展之間會(huì)有著怎樣的關(guān)系呢？這將會(huì)是一個(gè)有趣的問(wèn)題。

二模型選擇及變量說(shuō)明

1.模型的選擇。

本文利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建一個(gè)內(nèi)資、外資和勞動(dòng)力三要素的生產(chǎn)模型：

lngdpit=α0+α1ilnfdiit+α2ilnfiit+α3ilnpeit+μit

(1)

在模型(1)中，對(duì)各個(gè)變量做了對(duì)數(shù)化處理，gdp表示地區(qū)總產(chǎn)出，fdi表示外商直接投資，fi表示固定資產(chǎn)投資， pe表示勞動(dòng)力的總投入，α0表示截距項(xiàng)，其中i和t分別表示地區(qū)和時(shí)期，μit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于第一產(chǎn)業(yè)對(duì)fdi的利用數(shù)量較少，本文中的各變量都是扣除了第一產(chǎn)業(yè)后作為研究對(duì)象。

2.變量的說(shuō)明和數(shù)據(jù)來(lái)源。

本文采用東北三省各個(gè)省份的省內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)作為被解釋變量。gdp為地區(qū)總產(chǎn)出，單位為億元，因?yàn)閒di對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的影響較小，本文中的gdp是扣除了第一產(chǎn)業(yè)之后的gdp，同時(shí)，為了消除通貨膨脹的影響，本文中的gpd是利用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)消除通貨膨脹因素后的實(shí)際gdp。

本文選用外商直接投資(fdi)作為被解釋變量，同時(shí)選用固定資產(chǎn)投資總額(fi)和勞動(dòng)力的投入人數(shù)(pe)作為控制變量。fdi是外商直接投資總額，單位為億元，是扣除了第一產(chǎn)業(yè)后，利用歷年人民幣對(duì)美元的年實(shí)際平均匯率進(jìn)行換算，并且利用了消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)消除通貨膨脹因素后的fdi。fi是固定資產(chǎn)投資總額，也就是國(guó)內(nèi)投資總額，單位為億元，它是在扣除了第一產(chǎn)業(yè)中投入的fi后，利用固定資產(chǎn)投資額價(jià)格指數(shù)消除物價(jià)因素后的fi。pe為勞動(dòng)力的投入人數(shù)，單位為萬(wàn)人，它是扣除第一產(chǎn)業(yè)中勞動(dòng)力投入人數(shù)后的第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的加總。以上數(shù)據(jù)出自黑龍江、吉林、遼寧的統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒并經(jīng)整理后獲得。本文采用stata 12.0行計(jì)量分析。

三計(jì)量分析

1.估計(jì)模型的選擇。

雖然面板數(shù)據(jù)不僅從截面因素進(jìn)行了考量，而且也從時(shí)間序列的因素進(jìn)行了考量，因此對(duì)模型選擇不同的估計(jì)模型可能會(huì)對(duì)模型中的參數(shù)產(chǎn)生較大的偏差，因此要對(duì)模型所有參數(shù)在樣本的截面點(diǎn)和時(shí)間點(diǎn)是否為相同常數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式：第一是混合估計(jì)模型。在時(shí)間序列上，不同的個(gè)體之間不存在顯著性的差異；從橫截面這個(gè)層面上來(lái)看，不同個(gè)體之間也不具有顯著性的差異，那么就可將面板數(shù)據(jù)混合在一起用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。第二是固定效應(yīng)模型。如果隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)與某個(gè)解釋變量相關(guān)，就利用固定效應(yīng)模型。第三是隨機(jī)效應(yīng)模型。如果隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)與所有的解釋變量均不相關(guān)，就使用隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先對(duì)模型(1)中分別進(jìn)行混合回歸、固定效應(yīng)估計(jì)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，結(jié)果如下表所示。

表1　三種估計(jì)方式的結(jié)果

注：①***、**分別是在1%和5%的置信水平下顯著。②括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差。③F表示擬合優(yōu)度，表示模型的整體有效性。

(1)混合估計(jì)模型和固定效應(yīng)估計(jì)模型的選擇。

就混合估計(jì)模型來(lái)看，是否有必要建立個(gè)體估計(jì)模型，我們可以通過(guò)模型的F檢驗(yàn)來(lái)完成。

為此，我們做出如下的假設(shè)：

H0：對(duì)于不同的橫截面模型的截F0.01距項(xiàng)相同，即構(gòu)建混合回歸模型(SSEr)。

H1：對(duì)于不同的橫截面模型的截距項(xiàng)不同，即構(gòu)建固定效應(yīng)模型(SSEu)。

我們定義F統(tǒng)計(jì)量為：

F=[(SSEr—SSEu)/(N—1)]/[SSEu/N*T—N—K]] (2)

其中，SSEr為混合回歸模型的殘差平方和，而SSEu為固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和，N為面板數(shù)據(jù)中個(gè)體的個(gè)數(shù)，T為時(shí)間的期數(shù)，K為面板數(shù)據(jù)中解釋變量的個(gè)數(shù)，在給定確定的顯著性水平α?xí)r，F(xiàn)服從自由度為(N—1，N*T—N—K)的F分布。如果FF0.01(N—1，N*T—N—K)=6.60,所以拒絕原假設(shè)，即選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

(2)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇。

對(duì)于固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型該如何選擇時(shí)，我們通常采用豪斯曼檢驗(yàn)，關(guān)于豪斯曼檢驗(yàn)的假設(shè)為：

H0：隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和解釋變量無(wú)關(guān)(隨機(jī)效應(yīng)模型)

H1：隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和解釋變量相關(guān)(固定效應(yīng)模型)

通過(guò)stata得到了豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果如下。

表2　豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果

由豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果我們可以看出，P值為0.0000，所以強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0：隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和解釋變量無(wú)關(guān)(隨機(jī)效應(yīng)模型)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。

2.模型回歸結(jié)果及解釋。

利用stata 12.0對(duì)模型(1)進(jìn)行固定效應(yīng)的回歸，估計(jì)結(jié)果如下。

表3　固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

其中：組內(nèi)、組間、總體的擬合優(yōu)度分別為0.9904、0.9520、0.9689，F(xiàn)值為53.22，其概率值為0.0000

從以上解釋結(jié)果，不論是從組內(nèi)、組間還是總體的擬合優(yōu)度上來(lái)看，模型的擬合優(yōu)度都很高，同時(shí)我們可以看出，每個(gè)變量在概率為0.05條件下都是顯著的，從方程的F值來(lái)看，模型整體上是顯著的。同時(shí)，三個(gè)省的固定效應(yīng)的值都不相同。

fdi的回歸系數(shù)為0.1048，同時(shí)通過(guò)了概率為0.05的顯著性檢驗(yàn)，可見(jiàn)fdi對(duì)東北三省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了正的促進(jìn)作用。用邊際的概念，我們可以這樣解釋：即每多投入1單位fdi，東北三省的經(jīng)濟(jì)就會(huì)增長(zhǎng)0.1048，彈性系數(shù)不高。雖然fdi并沒(méi)有對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的配置效率卻很低。筆者認(rèn)為，fdi在東北地區(qū)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的投入很少，這與東北地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)的社會(huì)現(xiàn)實(shí)有一定的沖突；雖然東北地區(qū)一直在加大對(duì)fdi的引進(jìn)力度，但是卻忽視了對(duì)fdi的利用質(zhì)量，導(dǎo)致fdi對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)并不顯著，fdi對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用并不是靠先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的優(yōu)質(zhì)增長(zhǎng)，而是充分利用中國(guó)的“人口紅利”，通過(guò)轉(zhuǎn)移一些低端的制造業(yè)和一些低端的勞動(dòng)密集型行業(yè)來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這樣就會(huì)造成fdi雖然促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率方面卻十分低下。

fi的回歸系數(shù)為0.4364，同時(shí)也通過(guò)了概率為0.05的顯著性檢驗(yàn)，可見(jiàn)fi也對(duì)東北三省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了正的促進(jìn)作用。用邊際的概念，我們可以這樣解釋：即每多投入1單位fi，東北三省的經(jīng)濟(jì)就會(huì)增長(zhǎng)0.4364，彈性系數(shù)較fdi高但是也比較低。fi對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)雖然沒(méi)有產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的配置效率較低。筆者認(rèn)為，首先與中國(guó)實(shí)行的宏觀經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)，中國(guó)最近十年以來(lái)，一直實(shí)行寬松的貨幣政策，導(dǎo)致廣義貨幣M2一路走高，加上2007年的金融危機(jī)后，政府為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，加大了投資力度，這樣勢(shì)必造成產(chǎn)能過(guò)剩，導(dǎo)致低水平重復(fù)建設(shè)的現(xiàn)象屢出不斷，就會(huì)造成固定資產(chǎn)投資的配置效率低下；同時(shí)我國(guó)固定資產(chǎn)投資體制不健全，對(duì)固定資產(chǎn)投資主體不能明確確定，對(duì)固定資產(chǎn)投資的項(xiàng)目缺少有效的監(jiān)督，地方政府官員為了追求自身的政績(jī)，盲目的加大對(duì)固定資產(chǎn)投資，這些原因必然會(huì)造成固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的配置效率低下。

pe的回歸系數(shù)為0.4790，同時(shí)也通過(guò)了概率為0.05的顯著性檢驗(yàn)，可見(jiàn)pe對(duì)東北三省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了正的促進(jìn)作用。用邊際的概念，我們可以這樣理解：即每多投入1單位勞動(dòng)力，東北三省的經(jīng)濟(jì)就會(huì)增長(zhǎng)0.4790，彈性系數(shù)是三者中最大的但仍然比較低。雖然pe沒(méi)有對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)配置效率卻比較低。筆者認(rèn)為，東北三省的高等教育并不是十分發(fā)達(dá)，教育對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用還沒(méi)有凸顯；東北三省人才外流現(xiàn)象比較嚴(yán)重，特別是高精尖類的人才很多都流入了南方比較發(fā)達(dá)的城市；東北三省地理位置的區(qū)位優(yōu)勢(shì)并不顯著，導(dǎo)致對(duì)優(yōu)秀人才的吸引力并不夠；東北地區(qū)城市化的進(jìn)程比較緩慢，導(dǎo)致了農(nóng)村富余的勞動(dòng)力不能有效地向城市轉(zhuǎn)移，這些原因?qū)е铝藮|北三省勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用效率低下。

四結(jié)論與建議

本文通過(guò)構(gòu)建一個(gè)外資、內(nèi)資和勞動(dòng)力三要素為投入量對(duì)數(shù)化的投入產(chǎn)出模型，利用了2002-2012年?yáng)|北三省在扣除第一產(chǎn)業(yè)后的面板數(shù)據(jù)，在進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，我們得到了外商直接投資對(duì)東北三省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了正的推動(dòng)作用，但是它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際產(chǎn)出卻十分低，即對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的配置效率低下。同時(shí)，固定資產(chǎn)投資和勞動(dòng)力都對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到了正的促進(jìn)作用，但是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的配置效率卻十分低。

筆者認(rèn)為，東北地區(qū)不僅要加大引進(jìn)外資的力度，同時(shí)更應(yīng)該重視外商直接投資的效率和質(zhì)量，要避免將外商直接投資引進(jìn)到那種高能耗、高污染和重復(fù)建設(shè)的項(xiàng)目，要逐步將外商直接投資引進(jìn)到那些高新技術(shù)行業(yè)，利用外國(guó)先進(jìn)的技術(shù)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級(jí)；同時(shí)要盡可能地將外商直接投資引入到那些投入周期長(zhǎng)、收益見(jiàn)效慢的行業(yè)，以彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)資本不愿投入這一行業(yè)資金不足的問(wèn)題。另外要重視內(nèi)資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，完善固定資產(chǎn)投資規(guī)范性法律文件的建設(shè)，提高固定資產(chǎn)的投資效率；重視人才在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，一方面要加大對(duì)高等教育的投入力度，加強(qiáng)人才的培養(yǎng)，同時(shí)積極引進(jìn)人才。只有內(nèi)資、外資和人才的共同作用，才能更好地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

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Class No.:F061.5Document Mark：A

(責(zé)任編輯：鄭英玲)

馬云纏，碩士，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)。研究方向：國(guó)際貿(mào)易學(xué)。

袁宏俊，副教授，碩士生導(dǎo)師，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

On Relationship Between Regional Economic Growth and Foreign Direct Investment

Liu Xiangbin,Jian Huan,Cai Mianxi

(School of Economics and Finance, Harbin University of Commerce, Harbin, Heilongjiang 150028，China)

Abstract：Based on the three provinces in northeast China from 2002 to 2012 panel data, we established a production model with the factors of labor, domestic and foreign capital . With the mixed regression and the fixed effects and the random effects estimate, we find out the most suitable method for estimating fixed effects on the basis of Hausman Test . The results showed that although there is no "crowding out" in the regional economic growth, but their elasticity is more than 0 and at the same time less than 1; The three production factors have different impact on the regional economic growth of the three provinces in northeast China.

Key words：foreign direct investment; economic growth; panel data

作者簡(jiǎn)介：吳慶鵬，碩士，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

中圖分類號(hào)：F061.5

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1672-6758(2015)12-0061-4

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃 (編號(hào)：10YJA790115)；黑龍江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃重點(diǎn)項(xiàng)目(編號(hào)：13A001)；黑龍江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目(編號(hào)：13B024)；黑龍江省經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展重點(diǎn)研究課題(編號(hào)：15118)；哈爾濱商業(yè)大學(xué)博士科研啟動(dòng)項(xiàng)目(編號(hào)：13DW019)；2015年哈爾濱商業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新科研項(xiàng)目(編號(hào)：YJSCX2015-368HSD)。