外商直接投資對重慶經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)研究

劉 莉，張文愛

(1.重慶工商大學(xué)融智學(xué)院， 重慶 401320； 2.重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 重慶 400067)

一、引言

外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)作為現(xiàn)代資本國際化的主要形式之一，是資本輸出國與東道國之間經(jīng)濟聯(lián)系重要的橋梁與紐帶。毋庸置疑，F(xiàn)DI的引進，對于緩解發(fā)展中國家和地區(qū)的資金壓力具有重要作用，并有助于提高東道國技術(shù)水平和管理效率，成為東道國經(jīng)濟增長的重要動力源泉。在我國改革開放之初，在某些行業(yè)，外商直接投資甚至居于領(lǐng)導(dǎo)地位[1]。但隨著我國經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展和資本、技術(shù)的有效積累，特別是隨著國際經(jīng)濟形勢的日益復(fù)雜化和多極化，我國對外資的依賴程度逐漸趨于下降。重慶自1997年直轄以來，憑借其獨有的西部地區(qū)唯一直轄市的優(yōu)勢，以及便捷的交通運輸條件和內(nèi)陸開放型經(jīng)濟戰(zhàn)略，成為外商直接投資的重要目的地，在高峰時期的2011年FDI總額達(dá)到58.26億美元。此后逐步趨于下降，2016年FDI總額為26.26億美元。FDI的這一變化趨勢，一方面與國際經(jīng)濟形勢的復(fù)雜變化密切相關(guān)，特別是東南亞地區(qū)勞動力的低成本優(yōu)勢吸引了大量FDI的涌入；另一方面也契合了新時期我國經(jīng)濟增長動能轉(zhuǎn)換的政策需要與經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實需要。那么，從歷史發(fā)展的序列看，F(xiàn)DI對重慶經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)如何？FDI的國際變化對重慶這樣的西部省區(qū)經(jīng)濟增長有何影響？如何降低對FDI的依賴實現(xiàn)內(nèi)源式發(fā)展？對這些問題的深入考察具有政策重要性和現(xiàn)實緊迫性。

國內(nèi)外學(xué)者圍繞FDI對東道國經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)展開了豐富的實證研究。Borensztein等研究發(fā)現(xiàn)，在東道國有足夠人力資本的情況下，F(xiàn)DI作為先進科技的傳播渠道，比國內(nèi)投資對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)更大[2]。Khazri等通過考察6個中東和北非國家在1986—2010年的面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI顯著地促進了東道國經(jīng)濟增長，同時有效提高了就業(yè)率[3]。與此不同的是，Tiwari通過對亞洲28個國家實證研究發(fā)現(xiàn)，在1998—2007年，F(xiàn)DI的流入加大了東道國的收入差距，表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長的負(fù)向影響[4]。

國內(nèi)學(xué)者從不同方面對FDI對經(jīng)濟增長的作用進行了多角度的考察。其中，在技術(shù)進步方面，謝建國研究發(fā)現(xiàn)FDI對技術(shù)有積極貢獻(xiàn)，并通過促進技術(shù)進步進而對我國經(jīng)濟增長發(fā)揮了重要的作用[5]；劉舜佳研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI在短期內(nèi)促進了全要素生產(chǎn)率的提高，而長期內(nèi)則出現(xiàn)相反的效果[6]。高金田等研究發(fā)現(xiàn)，我國對外貿(mào)易與FDI呈現(xiàn)出互補的狀態(tài)，并且兩者結(jié)合對我國技術(shù)進步資本偏向具有促進作用[7]；姬曉輝等研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的門檻效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境規(guī)制強度跨越相應(yīng)門檻時，才能有效促進技術(shù)創(chuàng)新[8]。在就業(yè)貢獻(xiàn)方面，劉宏等認(rèn)為總體上FDI對我國就業(yè)有著積極的促進作用[9]。但余永定等認(rèn)為，F(xiàn)DI的進入客觀上導(dǎo)致部分國有企業(yè)倒閉，事實上造成了失業(yè)的增加[10]；丁翠翠等也認(rèn)為，F(xiàn)DI對國內(nèi)就業(yè)具有擠出效應(yīng)，不利于增加就業(yè)[11]。余菊研究認(rèn)為，外商直接投資與就業(yè)之間存在長期正向的協(xié)整關(guān)系，但短期內(nèi)外商直接投資對國內(nèi)就業(yè)具有微弱的擠出效應(yīng)[12]。在貿(mào)易擴張方面，丁一凡認(rèn)為，隨著經(jīng)濟全球化的不斷深化和外匯政策的進一步放開，F(xiàn)DI投資企業(yè)出口占全國出口量的比例會降低[13]。陳勇兵等發(fā)現(xiàn)FDI對我國外貿(mào)出口結(jié)構(gòu)升級有積極的影響[14]。在增長促進方面，姚樹潔等研究認(rèn)為外商直接投資是新興工業(yè)化國家趕超世界發(fā)達(dá)國家的重要推動力量之一[15]。趙燕等研究發(fā)現(xiàn)FDI具有資本積累效應(yīng)，因此FDI對于經(jīng)濟增長具有積極作用[16]；咼小明從結(jié)構(gòu)角度考察了重慶FDI的不同來源地對產(chǎn)業(yè)能源效率的影響[17]；白俊紅等考察了FDI的質(zhì)量水平對于我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變作用[18]。

綜上所述，現(xiàn)有關(guān)于FDI與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，其結(jié)論具有不完全一致性，但總體來看，大多數(shù)研究對FDI的作用持積極肯定態(tài)度。同時，F(xiàn)DI存在的問題也引起了研究者的關(guān)注。例如馮雪艷等針對中部六省在利用FDI過程中存在的問題，建議中部地區(qū)在產(chǎn)業(yè)承接過程中要注意取舍，減少盲目性，提升引進外資的質(zhì)量與效率[19]；王明權(quán)等的研究提出要發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢、深化體制改革、完善相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策，鼓勵企業(yè)加大科技研發(fā)投入[20]。

二、模型方法與數(shù)據(jù)收集

(一)理論模型與方法

為了實證考察FDI對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，本文在經(jīng)典Solow-Swan模型基礎(chǔ)上，引入FDI變量，建立擴展的Solow-Swan模型：

GDP=ALαKβFDIγeu

(1)

其中：A為常數(shù)項，代表具有?？怂怪行缘牟蛔兗夹g(shù)進步率；L表示勞動投入；K表示資本投入；μ表示隨機誤差項，代表了所有影響被解釋變量但沒有被納入到模型中的其他因素；參數(shù)α、β、γ分別表示勞動、資本、FDI對GDP的影響系數(shù)，即各變量的產(chǎn)出彈性。

對式(1)兩邊同時取對數(shù)，建立如下雙對數(shù)模型：

LnGDP=LnA+αLnL+βLnK+γLnFDI+μ

(2)

根據(jù)式(2)，可以獲得各變量的產(chǎn)出彈性，其中勞動投入(L)的產(chǎn)出彈性：

(3)

資本投入(K)的產(chǎn)出彈性：

(4)

外商直接投資(FDI)的產(chǎn)出彈性：

(5)

對式(2)兩邊求關(guān)于時間t的全導(dǎo)數(shù)，得到：

?

(6)

式(6)中，變量上方打一點表示隨時間的增長量，增長量除以水平值表示增長率。由于在Solow-Swan模型中假定了技術(shù)進步率不變，由此可得：

gGDP=α·gL+β·gK+γ·gFDI

(7)

式(7)即為GDP的增長率的分解公式。其中g(shù)GDP、gL、gK和gFDI分別表示地區(qū)生產(chǎn)總值、勞動投入、國內(nèi)資本投入和外商直接投資的增長率，其表達(dá)式為：

(8)

由式(7)可知，在技術(shù)進步保持不變的Solow-Swan模型框架下，經(jīng)濟增長由勞動投入、資本投入和FDI決定?？紤]到模型中存在隨機誤差項的影響，實證分析中通過引入擬合優(yōu)度(R2)對結(jié)果進行修正，由此得到勞動投入、資本投入和FDI對GDP增長的貢獻(xiàn)率：

(9)

(10)

(11)

貢獻(xiàn)率乘以經(jīng)濟增長率，即可得到勞動、資本和FDI各自對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)度：

(12)

(13)

(14)

(二)樣本數(shù)據(jù)的選取及處理

根據(jù)對擴展的Solow-Swan模型的設(shè)定，本文以地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)表示經(jīng)濟產(chǎn)出，以勞動(L)、國內(nèi)資本(K)和外商直接投資(FDI)表示要素投入。數(shù)據(jù)范圍為1990—2016年，數(shù)據(jù)來源于歷年《重慶統(tǒng)計年鑒》。各變量的經(jīng)濟含義如下：

(1)地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)。由于現(xiàn)行各種統(tǒng)計年鑒均未提供“GDP折算指數(shù)”，但提供了根據(jù)可比價計算的生產(chǎn)總值指數(shù)，即GDP指數(shù)，分定基指數(shù)和環(huán)比指數(shù)。其中GDP環(huán)比指數(shù)測度了可比價的GDP相對于上一年的發(fā)展情況。根據(jù)此指數(shù)，選擇以1990年為基期，對各年的GDP環(huán)比指數(shù)進行連乘，從而轉(zhuǎn)化為以1990年為基期的定基發(fā)展指數(shù)；再用1990年的GDP數(shù)據(jù)值分別乘以各年的定基發(fā)展指數(shù)，得到以1990年為基期的各年實際GDP。單位：億元。

(2)勞動投入(L)。以年末第一、二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員總和表示。單位：萬人。

(3)國內(nèi)資本投入(K)。雖然永續(xù)盤存法(PIM)是計算資本存量的常用方法，但一般要求的年份比較長，否則效果并不理想。故基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以固定資產(chǎn)投資作為資本投入的代理變量，并采用“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”進行價格調(diào)整，把名義固定資本投入轉(zhuǎn)換為實際值。單位：億元。

(4)外商直接投資(FDI)。以實際利用外商直接投資額作為FDI的代理變量。為了剔除價格因素對FDI的影響，采用與國內(nèi)資本投入相同的處理辦法進行價格調(diào)整，得到實際FDI。同時，為了消除匯率波動的影響，采用人民幣匯率對美元的年平均匯率對FDI進行換算，得到以人民幣核算的實際FDI。單位：億元。

(三)數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

經(jīng)收集整理，得到本文研究的經(jīng)濟投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)，如圖1。

數(shù)據(jù)來源：作者根據(jù)統(tǒng)計資料整理得到。圖1 重慶經(jīng)濟投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)：1990—2016

圖1顯示，1990—2016年，重慶市GDP與資本投入(K)呈現(xiàn)穩(wěn)步增長態(tài)勢，且二者呈現(xiàn)出高度一致的增長規(guī)律；其中，GDP由1990年的327.75億元增長到2016年的6 655.73億元，年均增長12.3%，資本投入由1990年的69.31億元增長到2016年的 6 122.16億元，年均增長18.8%。勞動投入(L)呈現(xiàn)出典型的反S型曲線，由1990年迅速增長到1994年；此后，緩慢下降到1999年，然后迅速下降直至最低(2006年)；然后開始逐年增長，至2016年達(dá)到 1 717.52萬人，年均增長0.35%。對于FDI，在2005年之前，大體上呈現(xiàn)出緩慢增長態(tài)勢；此后迎來迅速增長的階段，并在2011年有一個爆發(fā)性的增長；此后呈現(xiàn)出回落趨勢，2016年回落至6 151.63億元，年均增長25.76%。

對前述樣本數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計描述，得到結(jié)果如表1。

表1 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述：1990—2016

數(shù)據(jù)來源：筆者根據(jù)統(tǒng)計資料計算整理得到

三、實證結(jié)果分析

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)和模型(2)，利用統(tǒng)計軟件EViews10，以LnGDP為被解釋變量，采用OLS方法對雙對數(shù)模型進行參數(shù)估計，得到實證結(jié)果如表2。

經(jīng)檢驗，模型不存在異方差性和序列相關(guān)，統(tǒng)計性質(zhì)良好，主要變量均在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性。模型修正的擬合優(yōu)度高達(dá)0.999，擬合效果良好，模型擬合值與實際值高度重合。除去1998年和2010年的預(yù)測誤差率分別為6.03%和5.28%之外，其余各年的預(yù)測誤差均在5%以內(nèi)；特別地，預(yù)測誤差小于1%的樣本點占到了40%。整體上看，模型的擬合效果非常優(yōu)良(圖2)。

表2 模型參數(shù)估計

圖2 模型擬合效果檢驗

模型的回歸系數(shù)分別表示勞動、資本和FDI等投入要素對GDP的產(chǎn)出彈性。由結(jié)果可知，在樣本期間，平均而言，勞動投入每增長1%，GDP預(yù)期增長0.968%；國內(nèi)資本投入每增長1%，GDP預(yù)期增長0.621%；FDI每增長1%，GDP預(yù)期增長0.024%。這一結(jié)果意味著，在1990—2016年，對重慶GDP增長的邊際貢獻(xiàn)最大的是勞動投入，其次是國內(nèi)資本，而FDI對GDP的邊際貢獻(xiàn)很小。這從邊際貢獻(xiàn)的層面上表明，在重慶經(jīng)濟發(fā)展的過程中，起關(guān)鍵作用的是勞動投入和國內(nèi)資本投入的驅(qū)動，而FDI的貢獻(xiàn)甚小。當(dāng)然，F(xiàn)DI對GDP的實際貢獻(xiàn)還需要結(jié)合要素投入的增長作進一步考察。

四、FDI對重慶GDP增長的貢獻(xiàn)

從邊際貢獻(xiàn)即產(chǎn)出彈性的角度對FDI的貢獻(xiàn)進行實證考察，得出FDI僅有0.024的產(chǎn)出彈性，表明樣本期間單位FDI對重慶經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)甚小，結(jié)合要素的增長率，對FDI對GDP的實際貢獻(xiàn)大小進行具體測算。根據(jù)式(9)—(11)，得到勞動投入、資本投入和FDI對GDP增長的貢獻(xiàn)率；進而由式(12)—(14),計算獲得勞動投入、資本投入和FDI等投入要素對GDP增長的貢獻(xiàn)額(表3)。

由表3可知，在樣本期間，重慶年均經(jīng)濟增長率為12.3%，主要動力在于國內(nèi)資本投入方面。平均來看，1990—2016年，勞動、資本和FDI對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)額分別為0.3%、11.0%和1.0%，其貢獻(xiàn)率分別為0.8%、92.5%和6.6%?？梢?，資本投入對經(jīng)濟增長直到了決定性作用，而勞動投入和FDI對經(jīng)濟增長的作用較小。

為了進一步直觀表達(dá)FDI對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，對FDI進行圖形化分析(圖3)。

圖3 FDI的貢獻(xiàn)額與貢獻(xiàn)率：1990—2016

圖3清晰展示了1990—2016年FDI對重慶經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)額和貢獻(xiàn)率。在1992年，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)額達(dá)到了11.9%,對當(dāng)年經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率高達(dá)72.2%，這一異乎尋常的高值，顯然得益于1992年的初建社會主義市場經(jīng)濟的政策紅利。此后，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)水平整體上較為低下，經(jīng)濟增長的主要動力轉(zhuǎn)為國內(nèi)資本的積累，只是在2008年和2011年，由于受到美國金融危機和歐債危機的沖擊，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)有所提高，但其影響同樣并不突出，近年來更是出現(xiàn)負(fù)值的貢獻(xiàn)水平[21]。FDI對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)為負(fù)的可能原因在于近年來我國勞動力市場價格上揚而同期東南亞國家勞動力相對更為廉價，國內(nèi)市場對FDI的吸引力下降，導(dǎo)致FDI顯著減少。

表3 要素投入對GDP增長的貢獻(xiàn)

數(shù)據(jù)來源：筆者根據(jù)前述結(jié)果計算整理得到

五、結(jié)論與政策啟示

本文采用雙對數(shù)模型實證測算了1990—2016年重慶經(jīng)濟增長中FDI的貢獻(xiàn)水平，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)從邊際貢獻(xiàn)即要素的產(chǎn)出彈性上看，勞動和國內(nèi)資本投入的產(chǎn)出彈性分別為0.968和0.621，即勞動和資本每增長1%，產(chǎn)出將分別增長0.968%和0.621%；而同時期FDI的產(chǎn)出彈性僅為0.024，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于勞動與資本的邊際產(chǎn)出貢獻(xiàn)。(2)從要素的實際貢獻(xiàn)看，除去個別年份外，整體上看重慶經(jīng)濟增長的92.5%源于國內(nèi)資本積累，資本積累對經(jīng)濟增長的平均貢獻(xiàn)額為11.0%；同期FDI的平均貢獻(xiàn)額僅為1.0%，表明在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，起關(guān)鍵作用的是國內(nèi)資本投入的驅(qū)動，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)甚小。(3)盡管在總體上看，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)水平較低，但是每當(dāng)國際市場上有較大的經(jīng)濟沖擊時，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)水平往往會有較大提升，而在正常年份下，F(xiàn)DI的貢獻(xiàn)水平低下，表現(xiàn)出顯著的不穩(wěn)定性，易受國際市場的沖擊引起波動。

前述實證結(jié)論，為經(jīng)濟發(fā)展提供了重要的政策啟示。一是經(jīng)濟發(fā)展必須立足于國內(nèi)資源和稟賦，不可過重依賴于FDI等外部資源。當(dāng)前我國經(jīng)濟發(fā)展的資源條件已經(jīng)發(fā)生了根本性變化，經(jīng)過多年的發(fā)展積累，已經(jīng)由改革開放之初的資金短缺發(fā)展為具有相對充盈的資本儲備，不需要過度依賴FDI的資本支持。在這樣的歷史條件下，充分有效地利用好國內(nèi)資本，是發(fā)展經(jīng)濟的科學(xué)選擇。二是對于FDI，必須注重引資質(zhì)量。在引入FDI的過程中，要以質(zhì)量為首選，著力提高FDI的技術(shù)含量。前述FDI的平均邊際產(chǎn)出彈性僅為0.024，說明前期FDI的引入質(zhì)量水平較低，其要素的邊際貢獻(xiàn)較小。今后在引入FDI的過程中，必須充分注重質(zhì)量，通過對FDI的引入與吸收，實現(xiàn)技術(shù)溢出與擴散，促進產(chǎn)品質(zhì)量提升與技術(shù)創(chuàng)新，提高FDI的技術(shù)貢獻(xiàn)。三是創(chuàng)新發(fā)展動力，促進高質(zhì)量發(fā)展?，F(xiàn)階段我國經(jīng)濟增長動力已經(jīng)發(fā)生了根本性變化，單純依靠要素投入的粗放性增長模式已經(jīng)越來越不適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展的需要，創(chuàng)新是未來經(jīng)濟發(fā)展的動力所在[22]；為適應(yīng)這種轉(zhuǎn)變，客觀上要求加強創(chuàng)新驅(qū)動，通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新，促進經(jīng)濟可持續(xù)、健康、高質(zhì)量發(fā)展。