刘 莉，张文爱

(1.重庆工商大学融智学院， 重庆 401320； 2.重庆工商大学 经济学院， 重庆 400067)

一、引言

外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)作为现代资本国际化的主要形式之一，是资本输出国与东道国之间经济联系重要的桥梁与纽带。毋庸置疑，FDI的引进，对于缓解发展中国家和地区的资金压力具有重要作用，并有助于提高东道国技术水平和管理效率，成为东道国经济增长的重要动力源泉。在我国改革开放之初，在某些行业，外商直接投资甚至居于领导地位[1]。但随着我国经济的持续发展和资本、技术的有效积累，特别是随着国际经济形势的日益复杂化和多极化，我国对外资的依赖程度逐渐趋于下降。重庆自1997年直辖以来，凭借其独有的西部地区唯一直辖市的优势，以及便捷的交通运输条件和内陆开放型经济战略，成为外商直接投资的重要目的地，在高峰时期的2011年FDI总额达到58.26亿美元。此后逐步趋于下降，2016年FDI总额为26.26亿美元。FDI的这一变化趋势，一方面与国际经济形势的复杂变化密切相关，特别是东南亚地区劳动力的低成本优势吸引了大量FDI的涌入；另一方面也契合了新时期我国经济增长动能转换的政策需要与经济发展的现实需要。那么，从历史发展的序列看，FDI对重庆经济增长的贡献如何？FDI的国际变化对重庆这样的西部省区经济增长有何影响？如何降低对FDI的依赖实现内源式发展？对这些问题的深入考察具有政策重要性和现实紧迫性。

国内外学者围绕FDI对东道国经济增长的贡献展开了丰富的实证研究。Borensztein等研究发现，在东道国有足够人力资本的情况下，FDI作为先进科技的传播渠道，比国内投资对经济增长的贡献更大[2]。Khazri等通过考察6个中东和北非国家在1986—2010年的面板数据发现，FDI显著地促进了东道国经济增长，同时有效提高了就业率[3]。与此不同的是，Tiwari通过对亚洲28个国家实证研究发现，在1998—2007年，FDI的流入加大了东道国的收入差距，表现出对经济增长的负向影响[4]。

国内学者从不同方面对FDI对经济增长的作用进行了多角度的考察。其中，在技术进步方面，谢建国研究发现FDI对技术有积极贡献，并通过促进技术进步进而对我国经济增长发挥了重要的作用[5]；刘舜佳研究发现，FDI在短期内促进了全要素生产率的提高，而长期内则出现相反的效果[6]。高金田等研究发现，我国对外贸易与FDI呈现出互补的状态，并且两者结合对我国技术进步资本偏向具有促进作用[7]；姬晓辉等研究发现，FDI对技术创新存在显著的门槛效应，当经济发展水平和环境规制强度跨越相应门槛时，才能有效促进技术创新[8]。在就业贡献方面，刘宏等认为总体上FDI对我国就业有着积极的促进作用[9]。但余永定等认为，FDI的进入客观上导致部分国有企业倒闭，事实上造成了失业的增加[10]；丁翠翠等也认为，FDI对国内就业具有挤出效应，不利于增加就业[11]。余菊研究认为，外商直接投资与就业之间存在长期正向的协整关系，但短期内外商直接投资对国内就业具有微弱的挤出效应[12]。在贸易扩张方面，丁一凡认为，随着经济全球化的不断深化和外汇政策的进一步放开，FDI投资企业出口占全国出口量的比例会降低[13]。陈勇兵等发现FDI对我国外贸出口结构升级有积极的影响[14]。在增长促进方面，姚树洁等研究认为外商直接投资是新兴工业化国家赶超世界发达国家的重要推动力量之一[15]。赵燕等研究发现FDI具有资本积累效应，因此FDI对于经济增长具有积极作用[16]；呙小明从结构角度考察了重庆FDI的不同来源地对产业能源效率的影响[17]；白俊红等考察了FDI的质量水平对于我国经济发展方式的转变作用[18]。

综上所述，现有关于FDI与经济增长之间关系的研究，其结论具有不完全一致性，但总体来看，大多数研究对FDI的作用持积极肯定态度。同时，FDI存在的问题也引起了研究者的关注。例如冯雪艳等针对中部六省在利用FDI过程中存在的问题，建议中部地区在产业承接过程中要注意取舍，减少盲目性，提升引进外资的质量与效率[19]；王明权等的研究提出要发挥后发优势、深化体制改革、完善相关产业政策，鼓励企业加大科技研发投入[20]。

二、模型方法与数据收集

(一)理论模型与方法

为了实证考察FDI对经济增长的贡献，本文在经典Solow-Swan模型基础上，引入FDI变量，建立扩展的Solow-Swan模型：

GDP=ALαKβFDIγeu

(1)

其中：A为常数项，代表具有希克斯中性的不变技术进步率；L表示劳动投入；K表示资本投入；μ表示随机误差项，代表了所有影响被解释变量但没有被纳入到模型中的其他因素；参数α、β、γ分别表示劳动、资本、FDI对GDP的影响系数，即各变量的产出弹性。

对式(1)两边同时取对数，建立如下双对数模型：

LnGDP=LnA+αLnL+βLnK+γLnFDI+μ

(2)

根据式(2)，可以获得各变量的产出弹性，其中劳动投入(L)的产出弹性：

(3)

资本投入(K)的产出弹性：

(4)

外商直接投资(FDI)的产出弹性：

(5)

对式(2)两边求关于时间t的全导数，得到：

⟹

(6)

式(6)中，变量上方打一点表示随时间的增长量，增长量除以水平值表示增长率。由于在Solow-Swan模型中假定了技术进步率不变，由此可得：

gGDP=α·gL+β·gK+γ·gFDI

(7)

式(7)即为GDP的增长率的分解公式。其中gGDP、gL、gK和gFDI分别表示地区生产总值、劳动投入、国内资本投入和外商直接投资的增长率，其表达式为：

(8)

由式(7)可知，在技术进步保持不变的Solow-Swan模型框架下，经济增长由劳动投入、资本投入和FDI决定。考虑到模型中存在随机误差项的影响，实证分析中通过引入拟合优度(R2)对结果进行修正，由此得到劳动投入、资本投入和FDI对GDP增长的贡献率：

(9)

(10)

(11)

贡献率乘以经济增长率，即可得到劳动、资本和FDI各自对经济增长的贡献度：

(12)

(13)

(14)

(二)样本数据的选取及处理

根据对扩展的Solow-Swan模型的设定，本文以地区生产总值(GDP)表示经济产出，以劳动(L)、国内资本(K)和外商直接投资(FDI)表示要素投入。数据范围为1990—2016年，数据来源于历年《重庆统计年鉴》。各变量的经济含义如下：

(1)地区生产总值(GDP)。由于现行各种统计年鉴均未提供“GDP折算指数”，但提供了根据可比价计算的生产总值指数，即GDP指数，分定基指数和环比指数。其中GDP环比指数测度了可比价的GDP相对于上一年的发展情况。根据此指数，选择以1990年为基期，对各年的GDP环比指数进行连乘，从而转化为以1990年为基期的定基发展指数；再用1990年的GDP数据值分别乘以各年的定基发展指数，得到以1990年为基期的各年实际GDP。单位：亿元。

(2)劳动投入(L)。以年末第一、二、三产业就业人员总和表示。单位：万人。

(3)国内资本投入(K)。虽然永续盘存法(PIM)是计算资本存量的常用方法，但一般要求的年份比较长，否则效果并不理想。故基于数据的可获得性，本文以固定资产投资作为资本投入的代理变量，并采用“固定资产投资价格指数”进行价格调整，把名义固定资本投入转换为实际值。单位：亿元。

(4)外商直接投资(FDI)。以实际利用外商直接投资额作为FDI的代理变量。为了剔除价格因素对FDI的影响，采用与国内资本投入相同的处理办法进行价格调整，得到实际FDI。同时，为了消除汇率波动的影响，采用人民币汇率对美元的年平均汇率对FDI进行换算，得到以人民币核算的实际FDI。单位：亿元。

(三)数据统计描述

经收集整理，得到本文研究的经济投入与产出数据，如图1。

数据来源：作者根据统计资料整理得到。图1 重庆经济投入与产出数据：1990—2016

图1显示，1990—2016年，重庆市GDP与资本投入(K)呈现稳步增长态势，且二者呈现出高度一致的增长规律；其中，GDP由1990年的327.75亿元增长到2016年的6 655.73亿元，年均增长12.3%，资本投入由1990年的69.31亿元增长到2016年的 6 122.16亿元，年均增长18.8%。劳动投入(L)呈现出典型的反S型曲线，由1990年迅速增长到1994年；此后，缓慢下降到1999年，然后迅速下降直至最低(2006年)；然后开始逐年增长，至2016年达到 1 717.52万人，年均增长0.35%。对于FDI，在2005年之前，大体上呈现出缓慢增长态势；此后迎来迅速增长的阶段，并在2011年有一个爆发性的增长；此后呈现出回落趋势，2016年回落至6 151.63亿元，年均增长25.76%。

对前述样本数据进行统计描述，得到结果如表1。

表1 数据的统计描述：1990—2016

数据来源：笔者根据统计资料计算整理得到

三、实证结果分析

根据样本数据和模型(2)，利用统计软件EViews10，以LnGDP为被解释变量，采用OLS方法对双对数模型进行参数估计，得到实证结果如表2。

经检验，模型不存在异方差性和序列相关，统计性质良好，主要变量均在1%水平上具有统计显著性。模型修正的拟合优度高达0.999，拟合效果良好，模型拟合值与实际值高度重合。除去1998年和2010年的预测误差率分别为6.03%和5.28%之外，其余各年的预测误差均在5%以内；特别地，预测误差小于1%的样本点占到了40%。整体上看，模型的拟合效果非常优良(图2)。

表2 模型参数估计

图2 模型拟合效果检验

模型的回归系数分别表示劳动、资本和FDI等投入要素对GDP的产出弹性。由结果可知，在样本期间，平均而言，劳动投入每增长1%，GDP预期增长0.968%；国内资本投入每增长1%，GDP预期增长0.621%；FDI每增长1%，GDP预期增长0.024%。这一结果意味着，在1990—2016年，对重庆GDP增长的边际贡献最大的是劳动投入，其次是国内资本，而FDI对GDP的边际贡献很小。这从边际贡献的层面上表明，在重庆经济发展的过程中，起关键作用的是劳动投入和国内资本投入的驱动，而FDI的贡献甚小。当然，FDI对GDP的实际贡献还需要结合要素投入的增长作进一步考察。

四、FDI对重庆GDP增长的贡献

从边际贡献即产出弹性的角度对FDI的贡献进行实证考察，得出FDI仅有0.024的产出弹性，表明样本期间单位FDI对重庆经济增长的贡献甚小，结合要素的增长率，对FDI对GDP的实际贡献大小进行具体测算。根据式(9)—(11)，得到劳动投入、资本投入和FDI对GDP增长的贡献率；进而由式(12)—(14),计算获得劳动投入、资本投入和FDI等投入要素对GDP增长的贡献额(表3)。

由表3可知，在样本期间，重庆年均经济增长率为12.3%，主要动力在于国内资本投入方面。平均来看，1990—2016年，劳动、资本和FDI对经济增长的贡献额分别为0.3%、11.0%和1.0%，其贡献率分别为0.8%、92.5%和6.6%。可见，资本投入对经济增长直到了决定性作用，而劳动投入和FDI对经济增长的作用较小。

为了进一步直观表达FDI对经济增长的贡献，对FDI进行图形化分析(图3)。

图3 FDI的贡献额与贡献率：1990—2016

图3清晰展示了1990—2016年FDI对重庆经济增长的贡献额和贡献率。在1992年，FDI的贡献额达到了11.9%,对当年经济增长的贡献率高达72.2%，这一异乎寻常的高值，显然得益于1992年的初建社会主义市场经济的政策红利。此后，FDI的贡献水平整体上较为低下，经济增长的主要动力转为国内资本的积累，只是在2008年和2011年，由于受到美国金融危机和欧债危机的冲击，FDI的贡献有所提高，但其影响同样并不突出，近年来更是出现负值的贡献水平[21]。FDI对经济增长贡献为负的可能原因在于近年来我国劳动力市场价格上扬而同期东南亚国家劳动力相对更为廉价，国内市场对FDI的吸引力下降，导致FDI显著减少。

表3 要素投入对GDP增长的贡献

数据来源：笔者根据前述结果计算整理得到

五、结论与政策启示

本文采用双对数模型实证测算了1990—2016年重庆经济增长中FDI的贡献水平，研究结果发现：(1)从边际贡献即要素的产出弹性上看，劳动和国内资本投入的产出弹性分别为0.968和0.621，即劳动和资本每增长1%，产出将分别增长0.968%和0.621%；而同时期FDI的产出弹性仅为0.024，远远小于劳动与资本的边际产出贡献。(2)从要素的实际贡献看，除去个别年份外，整体上看重庆经济增长的92.5%源于国内资本积累，资本积累对经济增长的平均贡献额为11.0%；同期FDI的平均贡献额仅为1.0%，表明在经济发展的过程中，起关键作用的是国内资本投入的驱动，FDI的贡献甚小。(3)尽管在总体上看，FDI的贡献水平较低，但是每当国际市场上有较大的经济冲击时，FDI的贡献水平往往会有较大提升，而在正常年份下，FDI的贡献水平低下，表现出显著的不稳定性，易受国际市场的冲击引起波动。

前述实证结论，为经济发展提供了重要的政策启示。一是经济发展必须立足于国内资源和禀赋，不可过重依赖于FDI等外部资源。当前我国经济发展的资源条件已经发生了根本性变化，经过多年的发展积累，已经由改革开放之初的资金短缺发展为具有相对充盈的资本储备，不需要过度依赖FDI的资本支持。在这样的历史条件下，充分有效地利用好国内资本，是发展经济的科学选择。二是对于FDI，必须注重引资质量。在引入FDI的过程中，要以质量为首选，着力提高FDI的技术含量。前述FDI的平均边际产出弹性仅为0.024，说明前期FDI的引入质量水平较低，其要素的边际贡献较小。今后在引入FDI的过程中，必须充分注重质量，通过对FDI的引入与吸收，实现技术溢出与扩散，促进产品质量提升与技术创新，提高FDI的技术贡献。三是创新发展动力，促进高质量发展。现阶段我国经济增长动力已经发生了根本性变化，单纯依靠要素投入的粗放性增长模式已经越来越不适应经济发展的需要，创新是未来经济发展的动力所在[22]；为适应这种转变，客观上要求加强创新驱动，通过优化产业结构和技术创新，促进经济可持续、健康、高质量发展。