FDI、技術(shù)進步與中國地區(qū)經(jīng)濟增長：基于1979—2013年省際面板數(shù)據(jù)

宦梅麗 侯云先 曹丹丘 韋開蕾

摘要：既有研究表明，F(xiàn)DI在經(jīng)濟增長實踐中不可或缺，但有關(guān)FDI和技術(shù)進步對經(jīng)濟增長效應的研究結(jié)論卻存在爭議。本研究考察近年來FDI流入和技術(shù)進步的變化態(tài)勢和呈現(xiàn)的新特點，并基于1979—2013年的省際面板數(shù)據(jù)，采用擴展的CD生產(chǎn)函數(shù)，研究FDI在中國地區(qū)經(jīng)濟增長中扮演的角色。研究發(fā)現(xiàn)：（1）近年來FDI流入呈不均衡分布狀態(tài)，但東部偏好程度有所改善，國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有所提高；（2）FDI在長期內(nèi)對經(jīng)濟增長發(fā)揮積極作用；（3）技術(shù)進步推動國內(nèi)經(jīng)濟增長，且每年技術(shù)進步率在5%左右；（4）人力資本、出口等因素能顯著促進中國經(jīng)濟增長，而且出口貿(mào)易呈現(xiàn)地區(qū)分布不均衡現(xiàn)象；（5）交通運輸政策證實了政府運輸業(yè)投資政策在各地區(qū)的“平衡效應”。

關(guān)鍵詞：FDI；經(jīng)濟增長；地區(qū)差異；技術(shù)進步

文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2018（02）-0029-09

一、 問題的提出

改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展取得了令人驚嘆的成就。不同時期關(guān)于中國經(jīng)濟高速增長的解釋存在較大差別。20世紀70年代末，中國經(jīng)濟的成果主要歸因于農(nóng)業(yè)改革[1]。80年代末，中國國際貿(mào)易政策從進口替代轉(zhuǎn)向出口替代[2-4]，為中國經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展提供了良好的環(huán)境。隨著對外開放政策的推進和深化，對外貿(mào)易和外商直接投資（Foreign Direct Investment，以下簡稱FDI）持續(xù)增長，促進中國經(jīng)濟繁榮。文獻研究表明，F(xiàn)DI對中國經(jīng)濟增長有著積極的貢獻[5-7]。

現(xiàn)有關(guān)于FDI影響經(jīng)濟增長的理論主要有以下幾種：

（1）工業(yè)組織理論。主要強調(diào)FDI對經(jīng)濟增長的直接效應和“外部經(jīng)濟”，并基于此分析了FDI對技術(shù)轉(zhuǎn)移和知識傳播的作用[8]；

（2）國際貿(mào)易理論。主要闡釋了FDI產(chǎn)生的原因以及FDI流入東道國的模式[9]；

（3）內(nèi)生增長理論。該理論主張FDI是人力資本積累、國際間創(chuàng)新溢出以及技術(shù)進步的重要來源，強調(diào)人力資本、科學技術(shù)以及經(jīng)濟增長外部因素[10-12]。這些理論為國內(nèi)外學者研究FDI影響東道國經(jīng)濟增長的機理提供了良好的范例。

然而，關(guān)于FDI對經(jīng)濟增長的影響及其機制，學術(shù)界尚未達成一致觀點。一些研究認為FDI的聯(lián)系效應可以促進技術(shù)進步和經(jīng)濟增長，尤其是發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長[13]。但聯(lián)系效應未能完全解釋經(jīng)濟增長，F(xiàn)DI并不一定能夠為東道國帶來先進技術(shù)，它取決于FDI的母國和東道國之間經(jīng)濟發(fā)展和技術(shù)水平的差距；當兩個國家的技術(shù)差異較小時，F(xiàn)DI所帶來的技術(shù)可能并非先進技術(shù)[14]。同樣，F(xiàn)DI對東道國企業(yè)其實存在正向的外部效應和負向的競爭效應，并呈現(xiàn)“U型效應”特點。外資剛流入時可能對東道國企業(yè)造成沖擊，從而競爭效應可能強于外部效應，后期則與之相反[15]。

同樣，國內(nèi)一大批學者的研究取得了較為豐碩的成果。FDI能通過外溢效應與學習效應提高要素生產(chǎn)率，促進國民經(jīng)濟增長[16]。FDI是提高生產(chǎn)技術(shù)效率的推動器和生產(chǎn)前沿的移動器，通過這兩重作用，F(xiàn)DI是新興化國家趕超發(fā)達國家的重要因素[7]。一些研究還從其他角度對FDI進行研究，比如外資流入增加國內(nèi)企業(yè)的轉(zhuǎn)型壓力、不同進入模式的FDI通過利用外資的效益和優(yōu)化結(jié)構(gòu)等方式，能有效促進東道國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變[17-18]。然而，也有研究表明，F(xiàn)DI對中國的技術(shù)溢出效應其實并不明顯[19]，而且即使FDI產(chǎn)生技術(shù)溢出效應，可能由于外資對國內(nèi)投資的“擠出”推動資本的擴張，導致對經(jīng)濟增長的效果并不顯著[20]。

這一系列研究表明，通過知識溢出和技術(shù)擴散效應，可以促進發(fā)展中國家生產(chǎn)效率和技術(shù)水平的提高。但是，F(xiàn)DI對于技術(shù)進步和經(jīng)濟增長的作用并非總是促進的，可能影響并不顯著，甚至影響可能為負向，這也許是由于采用不同時期、不同國家的數(shù)據(jù)樣本所致。顯然，這些文獻資料為FDI對經(jīng)濟增長的作用進行了非常有益的探索，但對于影響經(jīng)濟增長的具體機制存在明顯的爭議，有待進一步研究。

圖1 1979—2013年實際GDP、FDI、出口、投資和勞動的變動趨勢

數(shù)據(jù)來源：各期《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編：1949—2008》

作為生產(chǎn)過程中的基本生產(chǎn)要素，與國內(nèi)投資相比，F(xiàn)DI包含了東道國原本沒有的專有技術(shù)和新技術(shù)。國內(nèi)企業(yè)為了在跨國企業(yè)的競爭中占得一席之地，可能需要向跨國公司學習先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗。鑒于此，國內(nèi)企業(yè)和跨國企業(yè)之間的競爭可能加劇，這有助于資源的利用、縮小穩(wěn)定狀態(tài)條件下的技術(shù)效率的差距。而且通過先進技術(shù)的學習，東道國的生產(chǎn)前沿可能有所提高。當然，它離不開東道國實施出口導向戰(zhàn)略、豐富的人力資本以及完善的交通設(shè)施等條件。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分描述改革開放以來中國地區(qū)經(jīng)濟增長、FDI流入以及技術(shù)進步呈現(xiàn)的態(tài)勢和新特點；第三部分提出本文的理論假設(shè)，并對實證模型和數(shù)據(jù)進行定義；第四部分對實證結(jié)果進行分析和解釋；第五部分是結(jié)論和政策含義。

二、 改革開放后中國地區(qū)經(jīng)濟增長

改革開放以來，中國高速經(jīng)濟增長取得了令人矚目的成就。1979—2013年間，全國人均實際GDP增長了近23倍，年均增長率為968%，其中，東、中、西部的人均實際GDP的增長率分別為1002%、959%、90%，人均實際GDP的比率在1979年為206∶181∶1，1992年為228∶134∶1，2005年為320∶135∶1，2013年為280∶142∶1。沿海和內(nèi)陸地區(qū)收入存在巨大差距。鑒于此，一些研究指出，東部沿海地區(qū)擁有地理、資源和政策的優(yōu)勢，吸引了大量FDI因而經(jīng)濟增長速度高于中西部地區(qū)[21]。

顯然，中國經(jīng)濟增長是由多重因素共同作用的結(jié)果，投資、勞動、FDI以及出口等因素均對經(jīng)濟增長有不同程度的貢獻。圖1描述了這幾種因素和實際GDP在各年份總量的變動趨勢。數(shù)據(jù)全部轉(zhuǎn)換成1990年的不變價并取對數(shù)。

從圖1可以比較清晰地看出，勞動投入要素的增加趨于穩(wěn)定，低于其他變量的增加幅度。國內(nèi)生產(chǎn)總值、投資、出口的變動趨勢非常接近，三者之間可能存在對數(shù)線性關(guān)系。與三者變動趨勢不同，F(xiàn)DI呈逐年波動上升趨勢，可能寓意FDI與GDP之間的關(guān)系并非簡單的對數(shù)線性關(guān)系，有待我們進一步驗證。

中國自1979年改革開放以來，開始打開國門吸收FDI，最初幾年吸收FDI總量非常小，1983年實際利用外資僅92億美元。但隨著對外開放政策的深化，尤其是1992年鄧小平南巡講話后，中國吸收FDI的總量有了大幅提升，1994年躍至33767億美元成為發(fā)展中國家最大的FDI吸收國，2014年超過1196億美元成為世界最大的FDI吸收國，2015年上升至12627億美元。中國利用FDI呈現(xiàn)出顯著的東部偏好，2006年以前，超過90%以上的FDI集中在東部沿海地區(qū)，2007年之后比重開始逐年下降，但到2013年仍占據(jù)655%的比重。另一方面，中國GDP總量也從1979年的40626億元人民幣，上升到1983年的59627億元，1994年的481979億元，2014年636463億元和2015年676700億元。中國超過一半的GDP集中于東部地區(qū)。

FDI和GDP的增長態(tài)勢及其地區(qū)分布特征說明兩者之間有很強的關(guān)聯(lián)性。FDI的大量涌入其實與中國出口導向的政策密切相連，F(xiàn)DI的吸收能顯著促進出口，F(xiàn)DI和出口貿(mào)易的增加均推動了中國經(jīng)濟增長[5]。

然而，F(xiàn)DI與出口貿(mào)易的緊密聯(lián)系可能誘發(fā)這樣的假象，即跨國企業(yè)的先進科學技術(shù)并未轉(zhuǎn)移到東道國，可能只是將東道國作為節(jié)省成本的制造中心。為了在東道國取得成功，專有技術(shù)和專利技術(shù)、接近客戶和供應鏈的密集是跨國企業(yè)投資時需要考慮的三個關(guān)鍵因素[7]，對應Dunning的OIL，即所有權(quán)、內(nèi)部化和區(qū)位優(yōu)勢。其中專利和專有技術(shù)是區(qū)分跨國企業(yè)與東道國本地企業(yè)的因素。表1統(tǒng)計了近年來主要年份國內(nèi)外發(fā)明專利的授權(quán)數(shù)。

表1清晰地反映了近年來外商企業(yè)和國內(nèi)企業(yè)在中國境內(nèi)獲得授權(quán)的發(fā)明專利對比。總體上，國內(nèi)發(fā)明專利授權(quán)數(shù)呈逐年遞增趨勢，而國外發(fā)明專利數(shù)則呈現(xiàn)先增加后有所回落的趨勢。在2005年之前，國外發(fā)明專利數(shù)高于國內(nèi)，且增長速度非?？?。但隨后幾年增長速度逐漸放緩，與國內(nèi)發(fā)明專利數(shù)量差距縮小。而且在2009年之后，國內(nèi)發(fā)明專

表1 國內(nèi)外發(fā)明專利授權(quán)數(shù)

數(shù)據(jù)來源：各期《中國統(tǒng)計年鑒》

利數(shù)已經(jīng)超過國外專利發(fā)明數(shù)，而且增加趨勢明顯，增速遠高于國外，隨后幾年與國外發(fā)明專利數(shù)量差距拉大。這是否意味著，跨國企業(yè)在中國投資時，僅僅只是不失時機地將中國作為制造中心，充分利用中國相對較低廉的勞動力呢？還是近年來中國國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)自主研發(fā)能力在不斷增強？又或者，外商直接投資為國內(nèi)企業(yè)帶來的技術(shù)進步和溢出極其有限？這將是本文稍后進一步討論的重點。FDI的吸收對中國經(jīng)濟增長和技術(shù)進步到底起到了什么作用？

三、 理論假設(shè)與實證模型

顯然，發(fā)展中國家，如中國、印度經(jīng)濟的高速增長為工業(yè)化國家?guī)砹司薮髩毫Α＜僭O(shè)一個國家與另一國家之間存在的唯一差別在于二者原始資本水平，那么最初貧窮的國家經(jīng)濟會比最初富裕的國家更加快速地增長[22-23]，這就是經(jīng)濟增長理論中的發(fā)達國家與發(fā)展中國家的經(jīng)濟收斂現(xiàn)象。與發(fā)展中國家相比，發(fā)達國家擁有更勝一籌的資本勞動比，當資本投入要素增加時，由于資本收益遞減規(guī)律，導致資本收益的減少。因此，跨國公司傾向于選擇資本勞動比較低的發(fā)展中國家進行投資。當然，通過資本的流動，發(fā)展中國家獲得了更多就業(yè)機會，與發(fā)達國家的差距會縮小。

然而，由于現(xiàn)實世界中發(fā)達國家和發(fā)展中國家之間存在其他差異，如投資、人力資本、人口增長率、基礎(chǔ)設(shè)施以及政治風險等因素，經(jīng)濟收斂的進程將受到影響，并非所有的發(fā)展中國家都能實現(xiàn)對發(fā)達國家的趕超[23]。事實上，中國和印度已具備趕超發(fā)達國家的三個條件：人力資本的積累、發(fā)明和使用新技術(shù)的能力和自由化的市場[2]。發(fā)展中國家獲得發(fā)達國家先進技術(shù)的手段有兩種，一是引進先進技術(shù)，二是吸收FDI時“看中學”，后者是比較普遍且可行的做法。

為了深入研究FDI和技術(shù)進步對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的影響及其機理，本研究采用不同模型進行實證研究：

（一）長期靜態(tài)模型

假設(shè)使用CobbDouglas生產(chǎn)函數(shù)，產(chǎn)出（Y）由勞動（L）和資本（K）兩種投入要素決定，如方程（1）：

Y=ALαKβeθt+v（1）

其中，A為常數(shù)，e是均值為0、標準差為σ的呈正態(tài)分布的誤差項。α和β是投入彈性，t為時間，θ為希克斯中性技術(shù)參數(shù)，v為隨機白噪聲，Y 的增長取決于L 和K 的增長。

這個模型可以根據(jù)其他可能對Y產(chǎn)生影響的因素進行延伸。例如，乘數(shù)A非常數(shù)，可能受一些投入變量的影響，如出口、人力資本等。將這些變量進行整理分類，可分為兩類：一是內(nèi)部因素，包括人力資本、地理位置、基礎(chǔ)設(shè)施、人口密度等；二是外部因素，包括FDI、出口貿(mào)易、匯率、技術(shù)進步等。根據(jù)擴展定義，可使用如下函數(shù)表述：

A=F（FDI，出口，匯率，人力資本、交通運輸、地理位置）（2）

合并（1）和（2）式，并對其取對數(shù)，得出擴展的CD生產(chǎn)函數(shù)，如（3）式所示：

lnGDPit=α0+α1lnLit+α2lnKit+α3lnHit+

α4lnEXCit+α5lnFDIit+α6lnEXPRit+

α7lnTRANit+α8T+a9EAST+α10CENTRAL+vit（3）

其中，i 和 t 代表省份 i （i=1，2，…，28）在 t 年 （t=1979，1980，…，2013）。GDP是國內(nèi)生產(chǎn)總值。T是一個時間趨勢變量用以描述?？怂怪行约夹g(shù)進步的效應。EAST和CENTRAL是地理位置虛擬變量，分別代表地理位置上的東部沿海地區(qū)和中部地區(qū)。

本研究主要假設(shè)外商直接投資和技術(shù)進步均對因變量有正向效應。若這兩個變量的系數(shù)統(tǒng)計顯著且為正值，則說明假設(shè)成立。其他變量中，出口、人力資本、交通運輸和兩個地理位置虛擬變量的系數(shù)符號也預期為正值。

vit為殘差項，假設(shè)它是模型的隨機白噪聲。所有變量均以1990年的不變價計算。所有數(shù)據(jù)來源于官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編：1949—2008》。

FDI和出口（EXPR）統(tǒng)計數(shù)據(jù)以美元計算，本研究中以美國1990年的消費價格指數(shù)按照當前價格計算的FDI和出口的數(shù)值進行折算，再將折算后的數(shù)值乘以1990的官方匯率（1美元=4784元）轉(zhuǎn)化為人民幣。FDI和出口分別使用FDIFDI+DI和出口總額實際GDP衡量。

匯率（EXC）采用實際匯率，使用人民幣兌換美元匯率和美國物價指數(shù)計算。

人力資本（H）可通過多種不同的方式定義，比如適齡人口的中學入學率、高等教育入學學生比率等。由于在中國經(jīng)濟增長的實踐中，高等教育反映了各個地區(qū)的經(jīng)濟活動的差異，因此本研究采用高等教育人數(shù)與人口比率衡量人力資本。

交通運輸（TRAN），借鑒姚樹潔等（2006）的做法，采用每1000平方公里對應的鐵路、公路和水路里程衡量[7]。由于鐵路和水路每英里運輸能力不同，需要對其進行轉(zhuǎn)化，轉(zhuǎn)化比率為427∶100∶106。將鐵路里程乘以427，水路里程乘以106，轉(zhuǎn)化為標準的公路里程。

由于官方數(shù)據(jù)資料中未包含資本存量的信息。本研究采用Yao和Zhang（2001）[2]的做法，以式（4）對其進行界定：

Kit=（1-δ）Kit-1+γIit（4）

其中，δ為資本存量的折舊率，假定為75%，γ為固定資產(chǎn)投資Iit的資本形成率，假定為95%，暗指在資本形成過程中產(chǎn)生了5%的損耗。按照Yao和Zhang的計算方法，初始資本存量Ki0在樣本第一年（1979年）是實際GDP的兩倍，意味著當年的資本彈性系數(shù)為05。在估計時，若初始資本存量在長期來看相對較大，則不會對估計結(jié)果造成較大偏差。

本研究使用了4種不同的模型分別對方程（3）進行估計。其中，3個模型采用OLS估計：第1個OLS模型是不包括地區(qū)虛擬變量的隨機效應模型；第2個OLS回歸模型包括了兩個地區(qū)虛擬變量；第3個是不包括地區(qū)虛擬變量的固定效應模型。由于直接采用OLS估計方程可能導致謬誤的結(jié)果，故第4個模型采用如今已較為廣泛使用的、由Arellano和Bond（1998）提出的動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計技術(shù)（即GMM方法）。

（二）包含ECM的短期動態(tài)模型

通過兩步法建立協(xié)整分析的誤差修正模型（ECM），第1步是對方程（3）進行回歸估計，求得殘差項it，第2步對方程（5）回歸。

Δyit=f（Δxit）-it+Vit（5）

其中，Δ表示一階差分，it-1是第1次回歸得出的殘差滯后項。f（Δxit）表示原生產(chǎn)函數(shù)的短期形式。若估計的參數(shù)θ為正且統(tǒng)計顯著，則表明方程（3）中的相關(guān)變量存在協(xié)整關(guān)系。但由于方程（5）無法估計長期參數(shù)，為了克服這一局限，本研究將其轉(zhuǎn)化為方程（6）以便估計。

Δyit=f（Δxit）-θ（yit-1-f（xit-1））+vit（6）

式（6）中，短期參數(shù)由f（Δxit）獲得，長期參數(shù)由-f（xit-1）的系數(shù)除以θ得出。長期參數(shù)和θ顯著，則表明被解釋變量和解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。采用方程（6）估計解釋FDI、技術(shù)進步與GDP的動態(tài)關(guān)系的優(yōu)勢在于：同一方程可得出長期和短期參數(shù)；通過修正長期不均衡可以較準確估計參數(shù)；避免共線性和非平穩(wěn)性問題；結(jié)果簡潔易于解釋。

（三）地區(qū)差異

FDI和地區(qū)經(jīng)濟差距已成為中國目前迫切需要解決的經(jīng)濟問題，受到了學術(shù)界的廣泛關(guān)注，但就這些問題的研究目前尚未得出一致的結(jié)論。FDI是東道國提高生產(chǎn)技術(shù)效率的推動器和生產(chǎn)前沿的移動器[7]，能夠加速經(jīng)濟收斂進程，縮小地區(qū)間的差距[24]。而且FDI外溢效應在我國不同地區(qū)存在差異，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢可能存在某種經(jīng)濟的門檻效應[25]。同樣，F(xiàn)DI對中國經(jīng)濟增長的顯著正效應從集中在沿海城市向內(nèi)陸城市發(fā)展，即FDI存在“跨區(qū)域的溢出效應”（interregional spillovers）[26]。然而，有的研究認為，出口和FDI是沿海地區(qū)而非內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟增長的引擎[27]，跨國企業(yè)的核心先進技術(shù)由外商投資者控制[28]。更有甚者，一些研究發(fā)現(xiàn)FDI顯著抑制了國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)效率，而非正向外溢效應[29]。

針對上述具有爭議的結(jié)論，本研究通過對方程（3）分別進行了4次評估予以驗證。第1次評估主要針對東部沿海地區(qū)，第2次評估針對中部地區(qū)，第3次評估針對西部地區(qū)，第4次評估針對內(nèi)陸地區(qū)（結(jié)合中部和西部地區(qū)），以便與東部地區(qū)相對照。

四、 實證結(jié)果及解釋

（一）長期靜態(tài)模型回歸結(jié)果及解釋

依前文所述，采用四種不同的方法對來自29個地區(qū)（西藏除外，四川與重慶合并計算）的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，結(jié)果如表2所示。模型整體解釋力較強，大部分解釋變量的估計系數(shù)的符號和顯著性與預期相一致。尤其值得注意的是FDI和時間趨勢（T）的系數(shù)，蘊含意義如下：

（1）FDI在四個不同的模型估計均顯著為正，寓意FDI在刺激國內(nèi)生產(chǎn)技術(shù)效率時發(fā)揮了非常重要的作用；

（2）時間趨勢的系數(shù)顯著為正，表明隨著時間的變化，國內(nèi)經(jīng)濟增長到一個較高水平的狀態(tài)。第四個模型回歸結(jié)果說明中國每年的技術(shù)進步率大約在56%左右，這與姚樹潔等[7]測算出的3%有所差異，但與近年來中國的技術(shù)進步實踐相符合，暗示從“中國制造”到“中國創(chuàng)造”理念的轉(zhuǎn)變在我國技術(shù)進步過程中發(fā)揮了積極作用。

除了FDI外，實際匯率（EXC）、人力資本（H）和出口（EXPR）三者的系數(shù)也蘊含了特殊含義。實際匯率和人力資本在所有模型估計時系數(shù)的大小和顯著性與預期相同，表明較低的匯率和較高的人力資本能夠刺激國內(nèi)經(jīng)濟增長。這也暗示中國早期經(jīng)濟改革時人民幣被高估，抑制了外商投資和出口，后來人民幣的逐漸貶值使中國的國際競爭力提高，本研究結(jié)果與Yao和Zhang[2]的研究結(jié)論相一致。但事實上，近年來人民幣面臨著升值壓力，這是否會對FDI的吸收和中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響？這有待我們進一步研究。人力資本在中國經(jīng)濟增長中貢獻了比較大的力量。由于改革開放后中國高等教育的迅速發(fā)展，高校向企業(yè)輸送了大批優(yōu)秀人才，他們在中國技術(shù)進步中發(fā)揮了非常重要的作用。出口變量除了在固定效應模型估計時不是非常顯著之外，在

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

注：（1）***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平統(tǒng)計顯著；（2）前三個模型采用OLS估計，第四個模型采用DPD估計，使用了L（2，3）、K（2，3）、L（-1）、K（-1）、lnFDI、lnH、lnEXPR、lnEXC和lnTRAN等工具；（3）所有變量均以1990年不變價格計算并取對數(shù)，時間趨勢除外。

數(shù)據(jù)來源：同圖1。

其他三個模型估計時均顯著，表明出口能夠有效地促進中國經(jīng)濟增長，但存在地區(qū)差異。

交通運輸（TRAN）的估計系數(shù)與預期不符，在控制隨機效應和固定效應估計時甚至符號為負。其原因可能在于，政府對基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，尤其是在中西部地區(qū)一些較為貧困的地區(qū)，交通運輸?shù)玫奖容^大比率的投資。交通運輸?shù)母纳浦皇钦邇A斜的結(jié)果，可能與經(jīng)濟增長的相關(guān)性不大。為此，本研究采用了一些排除部分變量的輔助回歸模型，表明交通運輸對中國經(jīng)濟增長有顯著影響，只是程度不及其他變量。當它和FDI、人力資本、匯率等對經(jīng)濟增長影響更深遠的因素一起評估時，解釋能力可能被削弱了。

（二）包含ECM的動態(tài)模型評估結(jié)果及解釋

實證模型分別進行了不包含ECM和包含ECM兩種估計，評估結(jié)果如表3所示。當模型不包含ECM時，資本、匯率、人力資本、東部和中部地區(qū)虛擬變量（EAST和CENTRAL）的短期參數(shù)均顯著，而且系數(shù)符號與預期相符，但模型整體擬合度較低。當模型包含ECM時，模型的擬合度比較顯著地改善。從短期參數(shù)看，資本（K）、人力資本和東部變量的短期參數(shù)依然統(tǒng)計顯著，但數(shù)值除資本外均有所減小。出口的短期參數(shù)和顯著性變化較小。FDI的短期參數(shù)不變，但是顯著性得到了改善。中部地區(qū)虛擬變量（CENTRAL）短期參數(shù)則不再顯著。勞動（L）的短期參數(shù)符號改變，交通運輸?shù)亩唐趨?shù)數(shù)值變小。

從長期參數(shù)看，滯后一期的因變量（lnGDP-1）的系數(shù)統(tǒng)計顯著，而且θ為0019，說明ECM在短期模型也是顯著的，變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。資本、匯率和FDI的長期參數(shù)為正，而且統(tǒng)計顯著。交通運輸?shù)拈L期參數(shù)統(tǒng)計顯著，但符號為負。人力資本和時間趨勢長期參數(shù)符號與預期相符，但統(tǒng)計不顯著。勞動和出口的長期參數(shù)符號和顯著性與預期不符。

總之，資本的短期參數(shù)和長期參數(shù)統(tǒng)計顯著，且符號為正，但短期參數(shù)遠高于長期參數(shù)。值得注意的是，F(xiàn)DI的長期參數(shù)非常顯著，表明如果外商投資占總投資比例每提高1%，意味著國內(nèi)生產(chǎn)總值將提高021%。

表3 動態(tài)模型的回歸結(jié)果

注：（1）***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平統(tǒng)計顯著；（2）lnGDP為因變量，“-1”指的是滯后一期；（3）第一個模型使用OLS運行，不含ECM；（4）所有變量均以1990年不變價格計算并取對數(shù)，時間趨勢除外。

數(shù)據(jù)來源：同圖1。

（三）地區(qū)層面回歸結(jié)果及解釋

通過對區(qū)域?qū)用娴臄?shù)據(jù)進行回歸分析，方便我們探討FDI和技術(shù)進步在中國各個地區(qū)經(jīng)濟增長中究竟扮演了什么角色，回答FDI和技術(shù)進步在地區(qū)間影響經(jīng)濟增長的機制是否相同這一問題。地區(qū)層面面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果如表4所示。

各個地區(qū)的評估結(jié)果與表2中使用國家層面數(shù)據(jù)評估結(jié)果非常類似，而且很多評估結(jié)果證實了國家層面評估結(jié)果。值得注意的是FDI、時間趨勢、出口和交通運輸?shù)墓烙嬒禂?shù)。從FDI的估計系數(shù)來看，呈現(xiàn)東、中、西、內(nèi)陸地區(qū)逐漸增大的格局，這可能暗含在經(jīng)濟相對比較發(fā)達的地區(qū)（如東部地區(qū)），由于吸收的FDI數(shù)量較大（FDI的東部偏好），F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長的促進作用可能隨著FDI吸收數(shù)量的增加而減弱，也就是說，資本的收益遞減規(guī)律可能也存在于FDI中。從每年的Hick中性技術(shù)進步來看，東、中、西部地區(qū)分別為17%、33%和31%。和FDI對經(jīng)濟增長的影響效應不同，出口對各個地區(qū)經(jīng)濟增長的作用存在非常大的差異。其中，東部地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)相比，出口能顯著促進東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟增長，而對內(nèi)陸地區(qū)影響為負向，而且統(tǒng)計不顯著。事實上，出口僅僅只是不利于中部地區(qū)經(jīng)濟增長，對西部地區(qū)則有正向影響但并不顯著。其原因可能在于，在東部沿海地區(qū)靠近國際大市場，具有天然的區(qū)位優(yōu)勢進行國際貿(mào)易，而西部地區(qū)與少量經(jīng)濟相對比較落后的國家接壤，也有少量出口貿(mào)易。然而，中部地區(qū)在出口上則不占據(jù)優(yōu)勢，出口貿(mào)易與實際GDP的比率較低，導致回歸結(jié)果中系數(shù)顯著為負，出口貿(mào)易并非中部地區(qū)經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。與國家層面評估有所差別，交通運輸?shù)脑u估結(jié)果的地區(qū)差異十分顯著。東部地區(qū)，交通運輸?shù)耐晟颇軌蝻@著促進經(jīng)濟增長，而在中、西部地區(qū)則呈現(xiàn)相反的效應，這可能證實了國家層面評估時對交通運輸?shù)慕忉尅Ｒ簿褪钦f，政府在經(jīng)濟相對落后的中、西部地區(qū)實施的交通運輸投資政策傾斜并不能使運輸業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展水平存在相關(guān)性。

表4 隨機效應模型和受控制的隨機效應模型按地區(qū)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

注：同表2。

資料來源：同圖1。

五、 結(jié)論和政策含義

和前人研究相比，本研究使人們對中國經(jīng)濟改革后FDI和技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響以及FDI、技術(shù)進步、人力資本、出口貿(mào)易等因素在經(jīng)濟增長中存在的地區(qū)差異有了新的理解。使用1979—2013年較新的、最大的省際面板數(shù)據(jù)集，采用擴展的CD生產(chǎn)函數(shù)，從FDI和技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的長期效應以及地區(qū)差距的角度，本研究探討了FDI和技術(shù)進步對中國地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，對不同因素貢獻經(jīng)濟增長的地區(qū)差異進行了專門研究，主要得到如下發(fā)現(xiàn)：

（1）FDI能夠顯著提高國內(nèi)生產(chǎn)效率，促進中國經(jīng)濟增長。而且從長期看，外商直接投資占總投資比例每提高1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將提高021%。

（2）技術(shù)進步在中國經(jīng)濟改革后的經(jīng)濟增長中發(fā)揮了積極作用。中國每年的技術(shù)進步率在56%左右。

（3）人力資本在中國經(jīng)濟增長中起到了不可或缺的積極作用。

（4）FDI、技術(shù)進步、出口、交通運輸?shù)纫蛩貙?jīng)濟增長的影響存在地區(qū)差異。FDI對東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長的效應呈逐級增加的三階地理格局；東、中、西部地區(qū)每年的Hick中性技術(shù)進步率分別為17%、33%和31%；出口貿(mào)易呈現(xiàn)地區(qū)不均衡分布，僅在東部地區(qū)經(jīng)濟增長有顯著正向效應，在中部地區(qū)出現(xiàn)負向效應；交通運輸對東部地區(qū)經(jīng)濟增長有正向影響，但對中部西部地區(qū)產(chǎn)生負向效應，證實了政府運輸業(yè)投資政策在各地區(qū)的“平衡效應”。

綜上，F(xiàn)DI和技術(shù)進步在中國地區(qū)經(jīng)濟增長中扮演了積極的角色，發(fā)揮了正向促進作用，政府在政策傾斜上應該鼓勵FDI和技術(shù)進步。與此同時，人力資本對經(jīng)濟增長有顯著的正向效應，應完善高等教育體系，培育一批具備自主研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新能力的人才。最后，鼓勵出口貿(mào)易，尤其是制定優(yōu)先政策鼓勵中部和西部地區(qū)擴大出口貿(mào)易。

參考文獻：

[1] Yao S. Economic development and poverty reduction in China over 20 years of reforms [J]. Economic Development and Cultural Change， 2000， 48（3）： 447474.

[2] Yao S， Zhang Z. On regional inequality and diverging clubs： A case study of contemporary China [J]. Journal of Comparative Economics， 2001， 29： 1429.

[3] Groves T， Hong Y， McMilla J， Naughton B. Autonomy and incentives in Chinese state enterprises [J]. The Quarterly Journal of Economics， 1994， 109（1）： 183209.

[4] Hay D， Morris D， Liu S， Yao S. Economic reform and stateowned enterprises in China 19791987 [M]. Oxford： Oxford University Press， 1994.

[5] 姚樹潔， 韋開蕾. 中國經(jīng)濟增長、外商直接投資和出口貿(mào)易的互動實證分析 [J]. 經(jīng)濟學（季刊）， 2007（1）： 151170.

[6] Chen C， Chang L， Zhang Y. The role of foreign direct investment in Chinas post1978 economic development [J]. World Development， 1995， 23（4）： 691703.

[7] 姚樹潔， 馮根福， 韋開蕾. 外商直接投資和經(jīng)濟增長的關(guān)系研究 [J]. 經(jīng)濟研究， 2006（12）： 3546.

[8] Dunning J. Multinational enterprises and the global economy [M]. Reading， MA： Addison Wesley， 1993.

[9] Brainard L. Simple A. Theory of multinational corporations and trade with a tradeoff between proximity and concentration [R]. NBER Working Paper， No. 4269， 1993.

[10] Romer P M. Increasing return and long run growth [J]. Journal of Political Economy， 1986， 94（5）： 10021037.

[11] Romer P M. Growth based on increasing returns due to specialization [J]. American Economic Review （papers and proceedings）， 1987， 77（2）： 5662.

[12] Grossman G， Helpman E. Innovation and growth in the global economy [M]. Cambridge， MA： The MIT Press， 1995.

[13] Venables A. Equilibrium locations of vertically linked industries [J]. International Economic Review， 1996， 37（2）： 341359.

[14] Glass A J， Saggi K. International technology transfer and the technology gap [J]. Journal of Development Economics， 1998， 55： 369398.

[15] Barrio S， Gorg H， Strobl E. Foreign direct investment， competition and industrial development in the host country [J]. European Economic Review， 2005， 49： 17611784.

[16] 沈坤榮， 耿強. 外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟增長——中國數(shù)據(jù)的計量檢驗與實證分析 [J]. 中國社會科學， 2001（5）： 8294.

[17] 郭克莎. 加快我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變 [J]. 管理世界， 1995（5）： 3140.

[18] 金宏平， 周曉博， 張俏有. 合資型FDI、獨資型FDI與中國經(jīng)濟增長——基于省際面板數(shù)據(jù)的實際分析 [J]. 當代經(jīng)濟科學， 2016， 38（3）： 4452.

[19] 陳繼勇， 盛楊懌. 外商直接投資的知識溢出與中國區(qū)域經(jīng)濟增長 [J]. 經(jīng)濟研究， 2008（12）： 3949.

[20] 于津平， 許小雨. 長三角經(jīng)濟增長方式與外資利用效應研究 [J]. 國際貿(mào)易問題， 2011（1）： 7281.

[21] 范紅忠， 周啟良， 陳青山. FDI區(qū)域分布差異的市場機制研究——來自中國287個地級以上城市的經(jīng)驗證據(jù) [J]. 國際貿(mào)易問題， 2015（4）： 101109.

[22] Solow R M. A contribution to the theory of economic growth [J]. The Quarterly Journal of Economics， 1956， 70（1）： 6594.

[23] SalaiMartin X. Regional cohesion： evidence and theories of regional growth and convergence [J]. European Economic Review， 1996 （40）.

[24] Yao S， Wei K. Economic growth in the presence of FDI： The perspective of newly industrializing economies [J]. Journal of Comparative Economics， 2007， 35： 211234.

[25] 張宇， 蔣殿春. FDI技術(shù)外溢的地區(qū)差異與門檻效應 ——基于DEA與中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗 [J]. 當代經(jīng)濟科學， 2007， 29（5）： 101111.

[26] Kamal F， Lovely M， Ouyamg P. Does deeper integration enhance spatial advantages？ Market access and wage growth in China [J]. International Review of Economics & Finance， 2012（23）： 5974.

[27] Fu X. Limited linkages from growth engines and regional disparities in China [J]. Journal of Comparative Economics， 2004（32）.

[28] 王洛林. 2000年中國外資投資報告 [M]. 北京： 中國財政經(jīng)濟出版社， 2000.

[29] Hu Albert， Jefferson G. FDI impact and spillover： Evidence from Chinas electronic and textile industries [J]. World Economy， 2002， 38（4）： 10631076.

責任編輯、 校對： 李再揚