FDI對中國“包容性增長”影響的實(shí)證分析——基于我國24個省份1991-2010年的面板數(shù)據(jù)

楊水根，周喜輝

（1.中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410083；2.湖南商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410205）

一、問題提出

自錢納里和斯特勞特（1966） 提出“兩缺口模型（Two-gap Model）”以來，外資投入一直備受關(guān)注。20 世紀(jì)80年代以來，世界經(jīng)濟(jì)從國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)向全球經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，生產(chǎn)的國際化和國際直接投資早已成為推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要動力，外商直接投資成為國際間經(jīng)濟(jì)關(guān)系的首要因素。自2003年開始，我國外商直接投資（FDI）首次超過美國，此后連續(xù)多年成為發(fā)展中國家排名第一位和全世界排名第二位吸引外資最多的國家?！皵U(kuò)內(nèi)需、穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生”是當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略目標(biāo)。為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的二次轉(zhuǎn)型，我國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃更是高瞻遠(yuǎn)矚地提出“包容性增長”的重大戰(zhàn)略構(gòu)想。包容性增長（Inclusive Growth）作為一個全新的經(jīng)濟(jì)學(xué)概念，盡管目前在國內(nèi)外受到高度關(guān)注和認(rèn)可，但學(xué)術(shù)界卻尚未形成統(tǒng)一和公認(rèn)的定義，更未形成成熟的測量指標(biāo)體系，不同學(xué)者從不同角度對此作了不同的概括和理解。綜述現(xiàn)有研究，包容性增長實(shí)質(zhì)是機(jī)會平等的增長，核心是機(jī)會平等基礎(chǔ)上的經(jīng)濟(jì)增長，即包容性增長在強(qiáng)調(diào)通過高速、可持續(xù)和有質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)增長、不斷創(chuàng)造就業(yè)和其他發(fā)展機(jī)會的同時，又強(qiáng)調(diào)不斷縮小社會收入差距的不平等，推動社會公平和增長的共享性［1-2］。我們認(rèn)為：包容性增長是實(shí)現(xiàn)社會和諧發(fā)展目標(biāo)的經(jīng)濟(jì)過程和堅(jiān)實(shí)保障，其訴求應(yīng)該包含“科學(xué)、發(fā)展、平等”等核心要義，其特色和內(nèi)涵在于對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及縮小收入分配差距等三個方面。為方便分析和研究，本文將包容性增長限定于對上述三個方面進(jìn)行討論，并基于此試圖從FDI對經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及收入差距等三個方面的分析，來探討FDI對我國“包容性增長”的整體影響，由此為我國這一重大戰(zhàn)略提供可供參考的政策建議。

FDI作為國際資本的主要流動要素，是區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心問題。已有研究主要集中體現(xiàn)在三個方面：①FDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究。Solow（1956）發(fā)現(xiàn)作為資本形成的一種來源，F(xiàn)DI可以直接影響經(jīng)濟(jì)增長，同時通過改變技術(shù)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；Paul Romer（1990）則強(qiáng)調(diào)FDI產(chǎn)生的“外部性”為經(jīng)濟(jì)增長創(chuàng)造了內(nèi)生變量；Keun Lee（2008）認(rèn)為在20 世紀(jì)末期，F(xiàn)DI、出口與市場化對中國經(jīng)濟(jì)的增長影響力逐漸減弱，而創(chuàng)新和技術(shù)的發(fā)展成為經(jīng)濟(jì)增長的主要因素［3］；桑秀國（2002）基于新經(jīng)濟(jì)增長理論的模型實(shí)證分析了FDI與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)，且中國經(jīng)濟(jì)增長是FDI流入量增長的原因［4］；岳朝龍（2005）、向書堅(jiān)等（2008）對外商直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了多重協(xié)整分析［5-6］；李雪（2010）、王向陽等（2011）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)論證FDI 對我國經(jīng)濟(jì)增長具有一定的促進(jìn)作用，但這種作用具有時滯性，是一種長期的趨勢［7-8］；傅元海（2010）指出，本地企業(yè)在FDI的溢出效應(yīng)下選擇不同的技術(shù)進(jìn)步路徑,對經(jīng)濟(jì)增長績效(用投入產(chǎn)出率度量)會產(chǎn)生不同的影響［9］。②FDI與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系研究。Gabor（2002）以羅馬尼亞為例研究了外商直接投資對該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資沒有改變該國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，但卻保存和強(qiáng)化了該國的傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)；Eva（2005）研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資對捷克的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有促進(jìn)作用，認(rèn)為外商直接投資企業(yè)主要通過與東道國經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系促進(jìn)了東道國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級［10］；曹秋菊（2006）、宋維佳（2008）等認(rèn)為，F(xiàn)DI通過獲取國外資源促進(jìn)投資國要素資源結(jié)構(gòu)優(yōu)化，通過轉(zhuǎn)移傳統(tǒng)或“邊際”產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，通過產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)和引進(jìn)競爭機(jī)制，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)整體素質(zhì)優(yōu)化，與此同時，F(xiàn)DI也會加劇東道國與投資國重合產(chǎn)業(yè)的競爭，而且為投資國的就業(yè)、國際收支平衡等方面帶來負(fù)面效應(yīng)，并因此影響投資國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)程［11-12］；馬寧（2011）等以實(shí)證分析方法論證了外商投資優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時也加大了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差［13］；俞海山等（2011）分析了外商直接投資在我國三大產(chǎn)業(yè)間的分布狀況，研究發(fā)現(xiàn):總的FDI 促進(jìn)了我國GDP 增長，其中第二產(chǎn)業(yè)FDI 對我國GDP 增長貢獻(xiàn)最大，第三產(chǎn)業(yè)FDI 貢獻(xiàn)次之，第一產(chǎn)業(yè)FDI 貢獻(xiàn)最小［14］；高新才等（2011）基于面板數(shù)據(jù)模型論證了FDI與湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，F(xiàn)DI 顯著提高了湖南三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值水平，卻未能有效推動湖南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級［15］。③FDI與收入分配關(guān)系研究。Smith Kuznets（1955）提出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與差距變化關(guān)系的倒“U” 字形曲線假說；Adelman（1973）、Morris（1973）利用庫茨涅茲的分析方法，發(fā)現(xiàn)在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在時，外資企業(yè)被引入后分配不均情況更加惡化；Bornal Bhandari（2004）運(yùn)用美國1982-1997年面板數(shù)據(jù)，對美國各州收入不平等的影響因素，如宏觀政策和人口特征等進(jìn)行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)除了美國東北部外，F(xiàn)DI 流入顯著地減少了其他各州的收入差距；NathanM Jensen（2007）以工具變量作為識別策略，考察了FDI對墨西哥這樣一個中等收入國家收入不平等的影響程度，通過墨西哥1990-2000年數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)增加FDI 的流入與減少墨西哥32個州的收入不平等高度相關(guān)［16］；沈毅?。?008）等認(rèn)為FDI 通過經(jīng)濟(jì)體初始狀況影響地區(qū)間收入差距，當(dāng)外資占資本總量很高時，外資的進(jìn)入會加劇收入的不平等［17］；沈桂龍等（2011）等從不同的角度論證了FDI 與收入分配差距之間沒有必然聯(lián)系［18］；許海平等（2011）認(rèn)為影響我國城鄉(xiāng)收入差距拉大的是對外貿(mào)易開放程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，F(xiàn)DI 對城鄉(xiāng)居民收入差距沒有顯著性影響［19］。

綜上所述，本文認(rèn)為：①現(xiàn)有FDI 與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究更多地集中在兩者直接關(guān)系上，而關(guān)于FDI通過影響其他經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)而間接影響經(jīng)濟(jì)增長的研究則較少；②因城鄉(xiāng)收入分配、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化缺乏統(tǒng)一衡量指標(biāo)，在進(jìn)行實(shí)證模型驗(yàn)證時，現(xiàn)有研究引入指標(biāo)由于相對比較混亂，檢驗(yàn)結(jié)果也各異，存在進(jìn)一步研究的空間。③“包容性增長”是十二五規(guī)劃的重要戰(zhàn)略目標(biāo)，但在查找和閱讀相關(guān)文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，關(guān)于FDI對我國“包容性增長”影響的文獻(xiàn)很少，基于與時俱進(jìn)的思想，本文著重探討FDI 對“包容性增長”中經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)收入差距等三個方面的影響，試圖從新的視角對此有所創(chuàng)新和突破。

二、模型構(gòu)建

（一）經(jīng)濟(jì)增長模型

凱恩斯經(jīng)濟(jì)理論在二戰(zhàn)后為西方經(jīng)濟(jì)的繁榮作出了重大貢獻(xiàn)，其著名的經(jīng)濟(jì)增長理論是Y=C+I+G+（X-M），其中，Y 為國民收入，C 為消費(fèi)，I 為投資，G 為政府購買，（X-M）為凈出口，表明國民收入的增加受消費(fèi)、投資、政府購買、凈出口四個部門的影響。當(dāng)只考慮兩個部門時，其經(jīng)濟(jì)增長模型變?yōu)椋篩=C+I，即影響經(jīng)濟(jì)增長的因素是消費(fèi)和投資，如果把消費(fèi)和投資根據(jù)地域不同簡單地劃分為國內(nèi)消費(fèi)、投資和國外消費(fèi)、投資，根據(jù)該理論模型，對國外兩要素影響經(jīng)濟(jì)增長的模型可建立為：Y=Exp+FDI，其中，Y 為國民收入，Exp為出口消費(fèi)，F(xiàn)DI為外商直接投資。具體面板數(shù)據(jù)模型形式如下：

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模型

經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化，而影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的因素有資源供給結(jié)構(gòu)因素、技術(shù)進(jìn)步因素、國際貿(mào)易因素和制度安排因素等，前三者是影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的顯性因素，制度安排因素為非顯性因素，根據(jù)顯性因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，可建立如下模型：U=So+Tec+Ex，其中，U 為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)，So 為資源供給結(jié)構(gòu)指標(biāo)因素，Tec 為技術(shù)指標(biāo)因素，Ex 為國際貿(mào)易因素。FDI 作為國際間經(jīng)濟(jì)關(guān)系的首要因素，直接關(guān)系到資源供給結(jié)構(gòu)和國際貿(mào)易因素的變化，因而可以用FDI代替資源供給結(jié)構(gòu)因素和國際貿(mào)易因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。模型經(jīng)調(diào)整變化為：U=FDI+Tec，具體面板數(shù)據(jù)模型形式如下：

（三）城鄉(xiāng)收入差距模型

經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和上層建筑的差異以及城鄉(xiāng)市場分割拉大了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)的差距。改革開放以來，受現(xiàn)有國民收入分配格局的影響，農(nóng)民收入基數(shù)降低。根據(jù)資本的趨利性和經(jīng)濟(jì)的“馬太效應(yīng)”，F(xiàn)DI會影響市場資源配置，進(jìn)而影響收入分配，由此可以構(gòu)建模型：Gap=FDI+GDP，其中，Gap 為城鄉(xiāng)收入差距，F(xiàn)DI 為外商直接投資，GDP 為國民收入，具體面板數(shù)據(jù)模型形式如下：

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）變量引入及相關(guān)變量解釋

本文共引入了8個相關(guān)變量，分別是：國內(nèi)生產(chǎn)總值Yit、外商直接投資FDIit、對外貿(mào)易出口Expit、外商直接投資增長率FDIit、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)Uit、技術(shù)指標(biāo)Tecit、城鄉(xiāng)可支配收入差距Gapit。

我們認(rèn)為，Uit值越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越趨向優(yōu)化，Uit這一指標(biāo)相對于前人用的勞動力和進(jìn)出口變化量等指標(biāo)來說更直觀。此外，本文擬用技術(shù)市場成交金額代替Tecit，這相對以往受教育水平、專利申請數(shù)更接近技術(shù)在現(xiàn)實(shí)中所能創(chuàng)造的價值，更具實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義，而Gapit= 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平/農(nóng)村居民人均純收入水平。

（二）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文有針對性地選取我國24個省份1991-2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（由于部分省份2011年的數(shù)據(jù)無法查到，本文僅將數(shù)據(jù)取到2010年），為讓數(shù)據(jù)更有代表性，本文分別在東部地區(qū)選取了北京、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西等10個省份，中部地區(qū)選取了山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省份，西部地區(qū)選取了四川、云南、陜西、青海、寧夏、新疆6個省份，原始數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和各省份相關(guān)年份的《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)前先對數(shù)據(jù)平減。由于部分樣本數(shù)據(jù)比較大，先對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行取對，細(xì)化樣本數(shù)據(jù)，結(jié)果為lnGDPit、lnFDIit、lnExpit、lnTecit、lnUit、Gapit，然后對取對數(shù)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

從表1 檢驗(yàn)結(jié)果看，在5%的顯著水平下，LLC 檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)中統(tǒng)計(jì)量的P值均顯著小于0.05，即均拒絕單位根假設(shè)，則說明取對數(shù)變換后序列l(wèi)nGDPit、lnFDIit、lnExpit、ln-Tecit、lnUit、Gap不存在單位根過程，為平穩(wěn)序列。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

對上述各相關(guān)模型平穩(wěn)性變量進(jìn)行協(xié)整分析，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果見表2。

表2 Johansan面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表2

從表2 結(jié)果看，三個模型中解釋變量與被解釋變量之間在1%的顯著水平下，均拒絕原假設(shè)而接受備擇假設(shè)，即三個模型中解釋變量和被解釋變量存在協(xié)整關(guān)系。

（五）模型確定

基于以上對相關(guān)變量檢驗(yàn)的結(jié)果，可建立數(shù)據(jù)模型。本文通過Hausman對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定建立隨機(jī)效應(yīng)模型，抑或是固定效應(yīng)模型。首先假定應(yīng)建立隨機(jī)效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

根據(jù)表3結(jié)果，在5%的顯著水平下，均拒絕原假設(shè)，故三個模型均應(yīng)選擇建立固體效應(yīng)模型為最佳。同時，通過F檢驗(yàn)，確定了固定效應(yīng)模型中以建立個體固定模型最佳。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

（六）結(jié)果分析

1. 經(jīng)濟(jì)增長模型估計(jì)結(jié)果

綜上所述，先對經(jīng)濟(jì)增長模型進(jìn)行估計(jì)。為了消除原數(shù)據(jù)序列可能存在的異方差，對各變量取對，經(jīng)過推導(dǎo)得到個體固定效應(yīng)模型為：

其中，lnYit表示i 省t年國內(nèi)生產(chǎn)總值；lnExpit表示i 省t年對外貿(mào)易出口額；ln FDIit表示i 省t年外商直接投資金額；αit為個體固定效應(yīng)；eit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對模型進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)得：

基于上述結(jié)果，可以得出：外商直接投資和貿(mào)易出口額均對我國經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，但相對而言，貿(mào)易出口額對GDP增長的影響更大。同時，為進(jìn)一步研究FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長是否存在長期影響，在模型中加入FDI滯后項(xiàng)，構(gòu)建模型如下：

估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)估計(jì)

根據(jù)表4 的估計(jì)結(jié)果，可以得出：外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長具有長期效應(yīng)。由于我國是人口大國，憑借著勞動力豐富的優(yōu)勢，我國引進(jìn)的外商直接投資多為加工貿(mào)易業(yè)，其出口導(dǎo)向傾向較大，是不是可以認(rèn)為外商直接投資通過影響貿(mào)易出口進(jìn)而間接對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響？針對這一問題，本文進(jìn)行了更深層次的研究。

假定以貿(mào)易投資為被解釋變量，外商直接投資為解釋變量，建立簡單的一元面板模型：

其中，Expit表示i省t年對貿(mào)易出口額，F(xiàn)DIit表示i省t年外商直接投資。運(yùn)用F檢驗(yàn)法可以確定建立隨機(jī)效應(yīng)模型最佳，廣義最小二乘估計(jì)的結(jié)果如下：

lnFDIit前的系數(shù)為1.142，代表每增加一單位的FDI 投入會拉動貿(mào)易出口1.142個單位，說明FDI 可影響我國貿(mào)易出口。根據(jù)經(jīng)濟(jì)傳遞性和兩模型實(shí)證結(jié)果可以得出：FDI 可通過促進(jìn)我國貿(mào)易出口進(jìn)而間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

綜上所述，可以得出本文的第一個結(jié)論：FDI 促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長，且具有長期效應(yīng)；同時，F(xiàn)DI 可通過促進(jìn)我國貿(mào)易出口進(jìn)而間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，由此也可以認(rèn)為，F(xiàn)DI 可通過影響其他經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模型估計(jì)結(jié)果

基于同樣的分析思路，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)個體固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，具體模型為：

其中，lnUit表示i省t年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)；lnFDIit為i省t年的外商直接投資金額；Tecit為i 省t年技術(shù)市場成交金額；αit為固定效應(yīng)；eit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整本身是一個逐步由量變到質(zhì)變的長期過程，發(fā)生相應(yīng)的變化需要一定的時效，為更好地反映FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，本文擬分別研究FDI 滯后項(xiàng)lnFDIit-1、lnFDIit-2、lnFDIit-3、lnFDIit-4、lnFDIit-5、lnFDIit-6、lnFDIit-7、lnFDIit-8、lnFDIit-9對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，將變量依次代入上述模型，可得如表5所示的估計(jì)結(jié)果。

基于表5結(jié)果，發(fā)現(xiàn)DW值有些偏小，其原因可能是樣本數(shù)據(jù)較少，或者是還有其他重要解釋變量沒有引入模型，這可能對分析FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“量變”影響有一定的偏差，但卻并不影響FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)“質(zhì)變”影響性質(zhì)的分析。從t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，F(xiàn)DI本期和滯后期對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響都是顯著的，且從每個模型估計(jì)的結(jié)果看，lnFDI、lnFDIit-1、lnFDIit-2、lnFDIit-3、lnFDIit-4、lnFDIit-5、lnFDIit-6、lnFDIit-7、lnFDIit-8、lnFDIit-9前 系 數(shù) 分 別 為0.073、0.082、0.093、0.112、0.139、0.148、0.142、0.104、0.080、0.063，序列先增大后變小，這說明FDI隨著時間的推移對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是先增大后減小，分析其中的原因，可以認(rèn)為：一是我國外商投資多集中在我國的第二產(chǎn)業(yè)，且多為制造業(yè)，近年來由于受經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，第三產(chǎn)業(yè)投資增大，因而FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在影響；二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是一個積累持續(xù)的過程，F(xiàn)DI 對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響在短期內(nèi)反應(yīng)不明顯，具有長期性；三是FDI存在著技術(shù)外溢效應(yīng)和外在效應(yīng)，會促進(jìn)我國技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，但隨著時間的推移，這種技術(shù)外溢效應(yīng)和外在效應(yīng)就會消失，因而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化又會減小。當(dāng)然，針對FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)可以進(jìn)行更深層次的分析，以Tec為被解釋變量，F(xiàn)DI為解釋變量，建立簡單的FDI 技術(shù)外溢模型，回歸結(jié)果為：lnTecit=3.1+0.6465 lnFDIit。綜上所述，可以得出本文的第二個結(jié)論：FDI對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動有“先增后減”的顯著影響，并對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有一定的長遠(yuǎn)性和連續(xù)性影響。

表5 FDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)估計(jì)

3. 城鄉(xiāng)收入差距模型估計(jì)結(jié)果

基于同樣的分析思路，最后分析城鄉(xiāng)收入差距模型。因被解釋變量Gapt的樣本數(shù)據(jù)是比值，數(shù)值比較小，而解釋變量FDIt、GDPt-1的樣本數(shù)據(jù)比較大，所以先對模型取半對數(shù)，模型具體為：

其中，Gapit為i省t年城鄉(xiāng)收入差距比值（Gapt=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平/農(nóng)村居民人均純收入水平）；FDIit為i省t年外商直接投資金額；GDPit-1為i 省t-1年的國內(nèi)生產(chǎn)總值；αit為固定效應(yīng)；eit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

對模型進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)得：

其中，R2=0.870，DW值=0.485；DW值偏小，存在正自相關(guān)。對模型修正得：

從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)看，模型線性顯著。給定顯著水平α=0.05，通過查表得出，常數(shù)項(xiàng)α的t統(tǒng)計(jì)值小于臨界值，因此常數(shù)項(xiàng)不顯著，其余各解釋變量t 統(tǒng)計(jì)量都大于臨界值，故回歸系數(shù)均顯著不為零，F(xiàn)DIit、GDPit-1和Gapit-1對Gapt有顯著影響。去除不顯著項(xiàng)，模型估計(jì)結(jié)果為：

綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果可知：①我國城鄉(xiāng)收入差距與上期國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)收入差距成正向相關(guān)，且受上期城鄉(xiāng)收入差距影響更大，說明我國城鄉(xiāng)收入差距的拉大存在很大的慣性。②lnFDIit的系數(shù)符號為負(fù)，系數(shù)為-0.0576，說明外商直接投資在一定程度上可抑制我國城鄉(xiāng)收入差距，這是因?yàn)橥馍讨苯油顿Y在中國市場上所創(chuàng)造的GDP，大部分沒有留在中國市場而是流回外商直接投資本國，因而其創(chuàng)造的GDP沒有參與國民收入分配，進(jìn)而在某種程度上可拉低城鄉(xiāng)收入差距。③根據(jù)上文經(jīng)濟(jì)增長模型的分析結(jié)果，F(xiàn)DI 促進(jìn)了我國GDP 的增長，而對城鄉(xiāng)收入差距模型的檢驗(yàn)表明，上一期GDP 拉大了城鄉(xiāng)收入差距，從這個層面上講，F(xiàn)DI 又拉大了我國城鄉(xiāng)收入的差距。結(jié)合上述分析，可以得出本文的第三個結(jié)論：FDI 對我國城鄉(xiāng)收入差距存在正反相悖的顯著影響，即在抑制城鄉(xiāng)收入差距的同時，亦有拉大收入差距的可能，但最終合力的大小無法判斷。

四、簡要結(jié)論及政策建議

（一）簡要結(jié)論

本文分析了FDI 對我國“包容性增長”的影響，基于凱恩斯經(jīng)濟(jì)增長等相關(guān)理論分別構(gòu)建了FDI與經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動以及城鄉(xiāng)收入差距的理論模型，并基于1991-2010年全國24個省的橫截面數(shù)據(jù)，進(jìn)行了相應(yīng)的實(shí)證分析檢驗(yàn)，得出如下結(jié)論：

（1）FDI 促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長，且具有長期效應(yīng)；同時，F(xiàn)DI可通過影響其他經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。

（2）FDI 對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動有“先增后減”的顯著影響，并對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有一定的長遠(yuǎn)性和連續(xù)性影響。

（3）FDI 對我國城鄉(xiāng)收入差距存在正反相悖的顯著影響，即在抑制城鄉(xiāng)收入差距的同時，亦有拉大收入差距的可能，但最終合力的大小無法判斷。

（二）政策建議

針對上述結(jié)論，為更好地利用外商直接投資，推動我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)，實(shí)現(xiàn)“包容性增長”的重大戰(zhàn)略目標(biāo)，本文提出如下政策建議：

（1）有序擴(kuò)大外資利用規(guī)模。在經(jīng)濟(jì)全球化的21 世紀(jì)，外商直接投資已成為每個國家重要的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，我國應(yīng)該在“包容性增長”的框架下，充分利用本國的比較優(yōu)勢，合理利用本國經(jīng)濟(jì)資源，擴(kuò)大外資利用規(guī)模，拉動經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。

（2）加強(qiáng)FDI 傾向引導(dǎo)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。為防止FDI 在各產(chǎn)業(yè)的無序競爭，我國應(yīng)該加大對外商直接投資領(lǐng)域的管理和引導(dǎo)，把外商直接投資的重點(diǎn)放在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)升級，充分發(fā)揮FDI的技術(shù)外溢和外在效應(yīng)，不斷提高我國技術(shù)水平和創(chuàng)新能力。

（3）加強(qiáng)FDI 所得引導(dǎo)，縮小城鄉(xiāng)收入差距。外商直接投資雖然在某種程度上可拉低城鄉(xiāng)收入差距，但同時也應(yīng)考慮讓外商直接投資在中國市場創(chuàng)造的價值留在中國市場，拉動中國市場需求，因而在吸引外商投資承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時，應(yīng)更多選擇產(chǎn)業(yè)鏈長、技術(shù)含量高、并能帶動當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)項(xiàng)目。

（4）加強(qiáng)跨國公司發(fā)展管理。跨國公司是外商直接投資的主要載體，其經(jīng)營戰(zhàn)略可能會讓東道國主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和新興工業(yè)部門為外商資本控制，影響經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整，因此，我國在“包容性增長”中應(yīng)警惕跨國公司的負(fù)面影響，維護(hù)好國家主權(quán)和經(jīng)濟(jì)安全。

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