人力資本與FDI區(qū)位抉擇的關(guān)系——基于大連市金州新區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析

孫宗揚(yáng)，王慶石

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧大連 116023）

FDI的合理引進(jìn)很大程度上取決于本土的人力資本稟賦,因?yàn)楸就恋娜肆Y本稟賦影響了外資企業(yè)生產(chǎn)要素的投入、生產(chǎn)運(yùn)營的模式、生產(chǎn)成本的控制與經(jīng)濟(jì)利潤的實(shí)現(xiàn)。所以，外資企業(yè)的投資決策往往會受到本土人力資本存量的影響。

本文通過對大連市金州新區(qū)、原開發(fā)區(qū)、原金州區(qū)2000年到2010年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行混合回歸發(fā)現(xiàn)，人力資本對外商直接投資的區(qū)位抉擇影響是由外商直接投資的屬性決定的。高學(xué)歷的人力資本會促進(jìn)高科技含量的FDI引進(jìn)，而抑制低科技含量的勞動(dòng)密集型FDI引進(jìn)。同時(shí)，低學(xué)歷的人力資本會促進(jìn)勞動(dòng)密集型FDI的引進(jìn)而抑制高科技FDI的引進(jìn)。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于 FDI（foreign direct investment），世界銀行[1]的定義是：“外商直接投資是投資者為了實(shí)現(xiàn)對境外企業(yè)的持久管理興趣而帶來的投資凈流入?！盕DI是與FPI 1相對的概念。FDI一般是對實(shí)體資產(chǎn)與資本的投資，而且是長期的具有持續(xù)性的投資。FPI一般是對虛擬資產(chǎn)的投資，且是短期投資。

由于中國改革開放政策的引導(dǎo)，近些年，中國FDI的規(guī)模與質(zhì)量都有明顯的提高，外商投資在中國經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)也日益提升。所以，針對FDI區(qū)位抉擇的研究數(shù)量也有不少。但是，從人力資本角度研究FDI區(qū)位抉擇的文獻(xiàn)就比較少。

沈亞芳(2007)[2]通過跨期與分區(qū)域分析,利用區(qū)位選擇模型，發(fā)現(xiàn)人力資本水平對外商直接投資的區(qū)位選擇具有正作用，并且這個(gè)正作用體現(xiàn)在外商直接投資除了看重中國勞動(dòng)力的低廉價(jià)格，也看中人力資本水平。人力資本的積累對于資本的利用效率與勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高起到了決定性的作用。

潘淵（2007）[3]以盧卡斯悖論為基礎(chǔ)，結(jié)合中國實(shí)際情況，導(dǎo)出了中國盧卡斯悖論的理論模型。他運(yùn)用人力資本模型分析其與FDI區(qū)位分布之間的內(nèi)在機(jī)制，并采用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析法和面板數(shù)據(jù)分析法對人力資本與FDI區(qū)位分布之間的關(guān)系進(jìn)行了深入的分析和探討，發(fā)現(xiàn)人力資本是影響外商直接投資區(qū)位分布的重要因素。

周均旭和江奇（2012）[4]構(gòu)建了FDI的區(qū)位選擇模型，對人力資本的質(zhì)量與異質(zhì)性進(jìn)行了全面的考慮。經(jīng)過對中國各省級東、中、西部三個(gè)經(jīng)濟(jì)地帶進(jìn)行的實(shí)證研究，他們發(fā)現(xiàn)人力資本的質(zhì)量與FDI具有正相關(guān)性，并且人力資本異質(zhì)性與FDI負(fù)相關(guān)。此外，作者發(fā)現(xiàn)人力資本異質(zhì)性對FDI的影響程度甚至高于人力資本的質(zhì)量。

從上述文獻(xiàn)我們可以看到，人力資本之所以對外商投資有影響是因?yàn)椴煌再|(zhì)的外商投資對人力資本有不同的需求。研究人力資本對外商投資的區(qū)位抉擇影響實(shí)際上就是研究外商投資對人力資本的需求。所以，我們接下來將建立實(shí)證模型對金州新區(qū)的人力資本與外商直接投資區(qū)位抉擇的關(guān)系進(jìn)行具體的分析。

二、金州新區(qū)人力資本與FDI區(qū)位抉擇的實(shí)證分析

（一）變量定義與數(shù)據(jù)選取

我們的模型變量選取與之前的文獻(xiàn)有兩點(diǎn)不同。一方面，我們不把外商實(shí)際投資額作為因變量。我們的模型因變量是實(shí)際外資使用額與GDP的比例（fdishare），它刻畫了FDI在金州新區(qū)經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)程度。我們認(rèn)為，隨著改革開放的加深和中國經(jīng)濟(jì)的飛速增長，外商投資額的增加是一種必然趨勢，它未必能反映出人力資本在這個(gè)增長過程中所起到的作用。所以，從這個(gè)角度來說，研究人力資本對于FDI占GDP百分比的變化的影響意義更為重大。

另一方面，我們不把平均受教育年限作為刻畫人力資本的自變量。我們認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)的外商直接投資根據(jù)其資本密集程度、行業(yè)屬性來分,對于人力資本的需求是不同的。勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)主要需求勞動(dòng)力群體為中低學(xué)歷的勞動(dòng)者，比如中小學(xué)生。企業(yè)為了控制生產(chǎn)成本，追求最大化利潤，不會大量的雇傭高學(xué)歷的勞動(dòng)力，因?yàn)楦邔W(xué)歷勞動(dòng)者的薪水成本更高。在過去的十年中，金州新區(qū)作為發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，吸引外資的優(yōu)勢之一是其低廉的勞動(dòng)力價(jià)格。外國投資者將先進(jìn)的生產(chǎn)與管理經(jīng)驗(yàn)帶到金州新區(qū)，并結(jié)合金州新區(qū)本土的低廉的勞動(dòng)力價(jià)格完成了優(yōu)化的生產(chǎn)資源配置。從這個(gè)角度來說，大量的高學(xué)歷勞動(dòng)力并不會成為吸引外商投資的動(dòng)力。相反地，過高的生產(chǎn)成本有可能成為阻礙外資進(jìn)入的瓶頸。所以，簡單的使用平均受教育年限作為刻畫人力資本的變量是不合適的。

我們認(rèn)為，應(yīng)該根據(jù)不同的受教育程度，使用不同的人力資本變量進(jìn)行研究。不同受教育程度的人力資本最大的差異在人員數(shù)量和受教育年限上。所以我們使用總受教育年限，即受教育人數(shù)與平均受教育年限的乘積，來刻畫人力資本的水平。具體的，ES 1是在校小學(xué)生總受教育年限，MS 1是在校初中生總受教育年限，HS 1是在校高中生總受教育年限。同時(shí)，我們設(shè)定小學(xué)生平均受教育年限為6年，初中生為9年，高中生為12年。為了方便研究，結(jié)合實(shí)際經(jīng)驗(yàn)，我們將中專與職業(yè)學(xué)校的學(xué)生歸為高中一類。由于我們無法獲得各年不同受教育程度的專任教師數(shù)量或投資額度，所以，我們無法對各學(xué)歷的人力資本進(jìn)行質(zhì)量差異的修正。但是，我們認(rèn)為，金州新區(qū)總體行政面積不大。對于這樣大小的行政區(qū)域來說，教育質(zhì)量的差異不大，這個(gè)差異是我們的研究可以接受的。

此外，為了證明平均受教育年限并不能影響地區(qū)的實(shí)際外資使用額，我們也將其引入了初始模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。平均受教育年限aveeduc為各學(xué)歷在校學(xué)生受教育年限的加權(quán)平均，權(quán)重為各學(xué)歷學(xué)生占總學(xué)生人數(shù)的比重。實(shí)證結(jié)果表明，平均受教育年限對于外商直接投資占GDP比重的影響是不顯著的。

表1給出了上述主要變量的統(tǒng)計(jì)概要指標(biāo)。從表中我們可以看出，金州新區(qū)各年在校生中占比重最高的還是小學(xué)生。盡管在考慮了不同的受教育年限之后，這個(gè)差異仍舊非常明顯，而高中生的比重最低。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)概要指標(biāo)

變量的具體定義請參看附錄。我們的數(shù)據(jù)來自于《金州新區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》《金州新區(qū)發(fā)展報(bào)告》《大連經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)發(fā)展報(bào)告》《金州區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》。樣本結(jié)構(gòu)為面板數(shù)據(jù),包括了金州新區(qū)、原開發(fā)區(qū)、原金州區(qū)2000年到2011年的觀測值。我們選擇2000年到2011年的時(shí)間區(qū)域是因?yàn)槲覀兿Ｍ媒甑臄?shù)據(jù)提取有效的信息,來為金州新區(qū)“十二五”期間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出預(yù)測和指導(dǎo)。

此外，由于2000年之前的數(shù)據(jù)已經(jīng)大量缺失，并且缺乏可信性，所以我們決定使用2000年到2011年的數(shù)據(jù)。我們使用原開發(fā)區(qū)與原金州區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)加總，作為金州新區(qū)2000年到2009年的數(shù)據(jù)。由于原開發(fā)區(qū)與原金州區(qū)在2010年合并之前的統(tǒng)計(jì)報(bào)告包含的統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目不一致，所以，數(shù)據(jù)的缺失與不一致成為本次研究最大的挑戰(zhàn)。

我們的數(shù)據(jù)樣本時(shí)間長度比較短，包含的時(shí)間序列信息是有限的。所以，我們無法利用數(shù)據(jù)的時(shí)間序列信息為研究提供支持。一方面，我們無法對較少的觀測值進(jìn)行時(shí)間分段，以查看不同時(shí)間段變量關(guān)系特征的動(dòng)態(tài)變化。另一方面，較少的觀測值使得標(biāo)準(zhǔn)回歸分析的大樣本假設(shè)難以成立。在小樣本時(shí)間的情形中，模型的自變量數(shù)目超過了模型的自由度，這使得面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)的線性模型無法適用。Federico(2000)[5]討論了混合回歸（pool regression）的詳細(xì)方法。我們認(rèn)為，使用混合回歸分析金州新區(qū)實(shí)際使用外資額與人力資本之間的關(guān)系是合適的。混合回歸利用了不同年限的三個(gè)區(qū)域（金州新區(qū)、原金州區(qū)、原開發(fā)區(qū)）數(shù)據(jù)進(jìn)行橫截面數(shù)據(jù)的回歸，它忽略了數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特性，但是卻能夠很好地處理數(shù)據(jù)的橫截面屬性。這與我們的目的是吻合的,即通過使用混合回歸法,我們增加了回歸樣本中的觀測值,進(jìn)而更好地研究外資實(shí)際使用額與人力資本的關(guān)系。

（二）實(shí)證模型及估計(jì)結(jié)果分析

a）基準(zhǔn)模型只包含我們研究的主要興趣變量，即fdishare和 es 1、ms 1、hs 1。

模型回歸結(jié)果見表2。我們選擇10%的顯著性水平作為檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。模型中的所有系數(shù)均是顯著的，并且是聯(lián)合顯著的。此外，我們進(jìn)行了異方差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)服從同方差分布。從表中數(shù)據(jù)可知，es 1與fdishare存在顯著地線性正相關(guān)關(guān)系，ms 1、經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的分量與貢獻(xiàn)；；es:小學(xué)生在校人數(shù)；ms:初中生在校人數(shù)；hs:高中生在校人數(shù)，包括職業(yè)中專；es 1:小學(xué)在校生總教育年限。es 1=es*6；ms 1:初中在校生總教育年限。ms 1=ms*9；hs 1:高中在校生總教育年限。hs 1=hs*12；sfa 1:社會固定資產(chǎn)投資額與GDP的比值；gdfht 1:高科技產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP的比值。

表2 模型回歸結(jié)果

hs 1與fdishare存在顯著地線性負(fù)相關(guān)關(guān)系?；貧w結(jié)果告訴我們當(dāng)在校小學(xué)生的人數(shù)提高，外商直接投資占GDP的比重就會顯著地提高。而當(dāng)在校初中生與高中生的人數(shù)提高時(shí)，外商投資占GDP的比重減小。這個(gè)結(jié)果與我們之前所述的勞動(dòng)密集型FDI的勞動(dòng)力需求特點(diǎn)不謀而合。由于金州新區(qū)目前的勞動(dòng)力群體絕大多數(shù)為小學(xué)文化，他們作為廉價(jià)勞動(dòng)力是吸引外商投資的較大優(yōu)勢。如果金州新區(qū)的外商吸引模式不變，小學(xué)文化程度勞動(dòng)力的增加必然會吸引更多的勞動(dòng)密集型外商直接投資。但是，如果更高學(xué)歷的勞動(dòng)力增加會提升用工成本，縮小金州新區(qū)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢。

為了檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們通過引入不同的控制變量建立了另外兩個(gè)擴(kuò)展模型。

b)擴(kuò)展模型1

在擴(kuò)展模型1中我們加入了兩個(gè)控制變量。一個(gè)是社會固定投資占GDP的比重sfa 1，另一個(gè)是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占GDP的比重gdpht 1。社會固定資產(chǎn)投資可以反映地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況。較好的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也是營造良好投資環(huán)境，吸引外資的重要條件之一。所以，我們期望sfa 1與fdishare有正的線性相關(guān)關(guān)系。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠反映出一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的科技水平與生產(chǎn)效率，也能夠反映出地區(qū)FDI的發(fā)展模式。高新技術(shù)投資具有風(fēng)險(xiǎn)性，所以，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占GDP的比重越大，地區(qū)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行高技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資的信譽(yù)越高，不確定性越低，對高科技產(chǎn)業(yè)外商直接投資的吸引越強(qiáng)。我們期望gdpht 1與fdishare有正的線性相關(guān)關(guān)系。擴(kuò)展模型1的回歸結(jié)果見表2。

表2中數(shù)據(jù)顯示，fdishare與es 1仍存在顯著的線性正相關(guān)關(guān)系，而與ms 1和hs 1存在顯著的負(fù)線性相關(guān)關(guān)系。由此，我們可以看出擴(kuò)展模型1的回歸結(jié)果說明我們得到的實(shí)際外商投資額對GDP的貢獻(xiàn)與人力資本的關(guān)系是較為穩(wěn)健的。與基準(zhǔn)模型相比，擴(kuò)展模型1中不同受教育程度人力資本的系數(shù)絕對值都增加了。模型的R2也有顯著的提高。此外，sfa 1的系數(shù)是不顯著的，而gdpht 1的系數(shù)顯著為正。

c)擴(kuò)展模型2

在擴(kuò)展模型2中，我們將對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與不同學(xué)歷的人力資本間的交互作用進(jìn)行研究。所以，我們引入了三個(gè)交互變量：

擴(kuò)展模型2的回歸結(jié)果見表2。表中數(shù)據(jù)顯示，es 1與fdishare具有顯著的正線性相關(guān)關(guān)系，ms 1、hs 1與fdishare具有顯著的負(fù)線性相關(guān)關(guān)系，且主要變量的系數(shù)顯著性都有提高。模型2的R2值為0.905，處于比較理想的水平。擴(kuò)展模型2的回歸結(jié)果說明了我們發(fā)現(xiàn)的外商實(shí)際投資額所占比例與人力資本之間的關(guān)系是比較穩(wěn)健的。此外，esgdpht的系數(shù)顯著為負(fù)，msgdpht、hsgdpht的系數(shù)顯著為正。這說明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于外商投資占GDP的比重具有正作用，且這種推動(dòng)作用需要較高學(xué)歷的人力資本支持。

三、政策建議

上述實(shí)證結(jié)論說明，我們不能草率地得出外商實(shí)際投資額的增加會引起某種固定的人力資本需求變化。我們認(rèn)為，人力資本需求的變化不是簡單的由外商實(shí)際投資總額決定的，而是更多地受外商投資的屬性所影響。事實(shí)表明，金州新區(qū)近十年來外商投資主要以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主，且主要需求勞動(dòng)力的特征為低學(xué)歷的廉價(jià)勞動(dòng)力。如果單純從吸引外資，增加外商投資額的角度來說，我們只需要保證低學(xué)歷的勞動(dòng)力有足夠的供給即可。這個(gè)結(jié)論似乎與我們提倡科教興國的大戰(zhàn)略背道而馳。我們認(rèn)為，應(yīng)該從兩個(gè)角度來討論這個(gè)問題。

一方面，促進(jìn)低學(xué)歷勞動(dòng)力就業(yè)是促進(jìn)市場經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展的關(guān)鍵?，F(xiàn)階段我國諸多地區(qū)出現(xiàn)“用工荒”的問題以及低學(xué)歷勞動(dòng)力招工難的現(xiàn)象。這種招工難并不是由于低學(xué)歷勞動(dòng)力供給不足造成的，而是因?yàn)閲H經(jīng)濟(jì)環(huán)境的惡性影響導(dǎo)致了中國出口行業(yè)出現(xiàn)了大量的剩余勞動(dòng)力。大量的低學(xué)歷勞動(dòng)力使得其工資收入嚴(yán)重低于其邊際勞動(dòng)生產(chǎn)力。低水平的工資收入與物價(jià)的不斷上漲使得低學(xué)歷勞動(dòng)力的供給變得十分不穩(wěn)定。事實(shí)說明，低學(xué)歷勞動(dòng)力的就業(yè)問題已經(jīng)妨礙了我國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，解決低學(xué)歷勞動(dòng)力就業(yè)問題已經(jīng)刻不容緩。

但是從某種程度來說，如果像中國這樣的發(fā)展中國家一直維持低科技含量的勞動(dòng)密集型生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，這對于整個(gè)民族的發(fā)展與居民生活質(zhì)量的提高是極為不利的。低科技含量的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)決定了低學(xué)歷與低技能的人才需求結(jié)構(gòu)，從而抑制了中國教育事業(yè)的發(fā)展與人才素質(zhì)、民族素質(zhì)的提高。此外，根據(jù)勞動(dòng)力成本等于邊際生產(chǎn)力的均衡法則四，從事高科技產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)收入高于低科技產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)收入。中國政府將提升居民收入作為“十二五規(guī)劃”的重要目標(biāo)之一。居民收入的提高將拉動(dòng)居民消費(fèi)的提升，從而實(shí)現(xiàn)居民生活水平的切實(shí)提高。同時(shí)，居民消費(fèi)的增長又可進(jìn)一步拉動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)與快速發(fā)展，形成良性的經(jīng)濟(jì)循環(huán)。如果中國想要提升居民的收入，從而實(shí)現(xiàn)與發(fā)達(dá)國家相近的生活水平，提升產(chǎn)業(yè)的科技含量是勢在必行的。

所以從另一個(gè)角度來說，加強(qiáng)高學(xué)歷人才的引進(jìn)與培養(yǎng)，為其提供良好的就業(yè)環(huán)境與保障是中國未來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵。如前文所述，外商投資是中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的重要助推力。我們應(yīng)當(dāng)在未來吸引外資的過程中，大力引進(jìn)資本密集型外商投資，因?yàn)橘Y本密集型產(chǎn)業(yè)通常都具有較高的科技含量?？茖W(xué)技術(shù)可以提高邊際勞動(dòng)生產(chǎn)效率，突破經(jīng)濟(jì)增長的瓶頸，提高居民收入與生活水平。所以，為了實(shí)現(xiàn)可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長，我國未來引進(jìn)的FDI不僅需要帶來資本與資金，更要帶來科技與經(jīng)驗(yàn)，讓國外高科技產(chǎn)業(yè)的成果傳播到中國本土，為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)提供先進(jìn)的國際經(jīng)驗(yàn)。然而，技術(shù)的擴(kuò)散與傳播需要優(yōu)秀的人才作為媒介。所以，基于未來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，金州新區(qū)應(yīng)當(dāng)前瞻性地培養(yǎng)優(yōu)秀的人才，積累堅(jiān)實(shí)的人力資本，為未來引進(jìn)高技術(shù)含量的外資產(chǎn)業(yè)夯實(shí)堅(jiān)強(qiáng)的人才后盾。

四、結(jié)語

綜上所述，我們發(fā)現(xiàn)在金州新區(qū)過去十年以勞動(dòng)密集型外商投資為主的模式下，低學(xué)歷的勞動(dòng)力對吸引外商投資具有重要作用，高學(xué)歷的勞動(dòng)力對于吸引外商投資具有反作用。但是，高學(xué)歷人才對于高科技產(chǎn)業(yè)具有明顯的推動(dòng)作用，而低學(xué)歷勞動(dòng)力對于高科技產(chǎn)業(yè)具有阻礙作用。

金州新區(qū)在“十二五”期間的重要經(jīng)濟(jì)任務(wù)之一就是進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與轉(zhuǎn)變。但是，加強(qiáng)資本密集型產(chǎn)業(yè)與高科技產(chǎn)業(yè)的建設(shè)需要配合高水平的人力資本。就如我們在本研究中所驗(yàn)證的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與轉(zhuǎn)換策略要與人力資本結(jié)構(gòu)的升級與轉(zhuǎn)換策略同步進(jìn)行。所以，我們一定要加強(qiáng)高學(xué)歷與國際化人才的引進(jìn)與培養(yǎng)，為高科技行業(yè)吸引外商投資夯實(shí)堅(jiān)定的人力支持。

基于數(shù)據(jù)的局限性，我們無法檢測外商投資對GDP的貢獻(xiàn)與人力資本的關(guān)系是否隨時(shí)間而變化，是否對于金州新區(qū)、原開發(fā)區(qū)、原金州區(qū)有所差異。這些問題可以通過進(jìn)一步的調(diào)查研究進(jìn)行攻克，它們是未來研究中的主要問題。

[1]World Bank Staff. World Development Indicators [M].New York:World Bank,2013.

[2]Feenstra，R.，Taylor，A. International Economics [M]. New York:The Worth Publisher, 2008: 19-20.

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