外來資本、私人資本與中國經(jīng)濟(jì)增長

蓋建飛

一、引言

過去的數(shù)十年中，尤其是在經(jīng)歷了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的國家，政策制定者們開始更多地依賴外資或私有企業(yè)投資來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。關(guān)于不同經(jīng)濟(jì)類型企業(yè)的投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系的一個具體命題就是私人投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是否要大于外商直接投資。直觀上容易理解，外來資本和國內(nèi)私人企業(yè)不同的生產(chǎn)經(jīng)營模式將導(dǎo)致它們對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)不同。中國要實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)上的飛速發(fā)展，資源如何在不同的經(jīng)濟(jì)部門之間實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置是十分值得研究的一個問題，而要對外來資本和私人資本在經(jīng)濟(jì)中的比重有科學(xué)的把握，就必須首先研究外來資本和私人資本在經(jīng)濟(jì)增長中所起的作用。

外商直接投資對東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用主要有兩種:一是直接的產(chǎn)出效應(yīng)，它通過跨國公司直接的技術(shù)轉(zhuǎn)讓，與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的前后向關(guān)聯(lián)、示范和模仿效應(yīng)產(chǎn)生;二是間接的技術(shù)外溢效應(yīng)，即通過人力資本的流動、先進(jìn)的管理模式和企業(yè)精神的引進(jìn)以及競爭機(jī)制等間接途徑帶動?xùn)|道國企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步。外來資本對經(jīng)濟(jì)增長的相對表現(xiàn)很大程度上取決于外資技術(shù)外溢程度的大小。傳統(tǒng)理論認(rèn)為，發(fā)展中國家技術(shù)相對落后，可以利用發(fā)達(dá)國家的跨國企業(yè)產(chǎn)生的技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)外溢效應(yīng)來加速本國技術(shù)進(jìn)步，從而FDI比內(nèi)資更能促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展。正是基于此種觀念，中國各地區(qū)長期以來積極通過向外資提供補(bǔ)貼和稅收減免等優(yōu)惠政策來吸引FDI流入［1］。

本文將私人經(jīng)濟(jì)定義為除國有經(jīng)濟(jì)、集體經(jīng)濟(jì)、外資經(jīng)濟(jì)、其他經(jīng)濟(jì)四個類別以外的經(jīng)濟(jì)成分。私人經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和壯大在很大程度上解釋了后起發(fā)達(dá)國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成功經(jīng)驗(yàn)。由于中國存在著大量國有資本，私人資本的作用相對特殊，許多地區(qū)的迅速發(fā)展得益于私人資本的貢獻(xiàn)。1953～1978年中國的所有制結(jié)構(gòu)基本上朝著一大二公的方向演進(jìn)，而自從1978年實(shí)施改革開放政策以來，私人經(jīng)濟(jì)的比重迅速提高，中國社會生產(chǎn)力、綜合國力和人民生活水平的增長速度世界矚目，非國有經(jīng)濟(jì)部門的迅速發(fā)展成為我國經(jīng)濟(jì)騰飛的新動力。創(chuàng)造了現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的世界奇跡的日本和作為亞洲四小龍之一的臺灣，其現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長過程也都伴隨著私人經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和壯大。

二、影響因素及其作用機(jī)制

本文以人力資本、貿(mào)易開放度、研發(fā)能力、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融中介深度等因素代表各地區(qū)自身?xiàng)l件，來研究各地區(qū)自身因素如何影響外來資本和私人資本對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相對貢獻(xiàn)。下面針對各個因素分別通過文獻(xiàn)考證和理論分析來闡述其具體的影響機(jī)制。

(一)人力資本

FDI并不會自發(fā)地產(chǎn)生技術(shù)溢出和提高生產(chǎn)率，雖然FDI的存在有知識溢出到當(dāng)?shù)貏趧恿Φ臐撛诳赡埽瑬|道國的人力資本水平則決定了它所能吸引到的外商直接投資數(shù)量及本地企業(yè)所能吸收到的潛在溢出收益。如果東道國經(jīng)濟(jì)的人力資本水平較高，就可能吸引大量的技術(shù)密集型外資跨國企業(yè)，后者將進(jìn)一步促進(jìn)當(dāng)?shù)厝肆Y本的發(fā)展。相反，初始條件較差的經(jīng)濟(jì)體可能只有較少的FDI流入，且進(jìn)入的外資企業(yè)使用的技術(shù)可能偏簡單，從而對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)技能的發(fā)展只有微弱的促進(jìn)作用。外商直接投資和人力資本以一種復(fù)雜的方式相互作用，很可能是高度非線性的。

博倫茨坦等(Borensztein，et al.，1991)［2］將布勞斯姆(Blomstrom，1992)［3］提出的“吸收能力”概念用人力資本存量這一指標(biāo)進(jìn)行了具體量化，設(shè)計(jì)了一個包含東道國的人力資本存量的增長模型。該研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI是通過與東道國的人力資本存量結(jié)合起來對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生明顯的推動作用的，單純的FDI流入并不會直接導(dǎo)致技術(shù)溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI能否促進(jìn)東道國技術(shù)進(jìn)步關(guān)鍵在于東道國吸收能力如何。順著這一思路，科勒(Keller，1996)［4］從反面證實(shí)了博倫茨坦(Borensztein)等的觀點(diǎn)，即如果東道國缺乏一定的吸收能力(具體化為人力資本存量)，F(xiàn)DI的流入并不能直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

(二)貿(mào)易開放度

不同的貿(mào)易制度對生產(chǎn)率的影響已被爭論了數(shù)十年。目前有利的政策結(jié)論認(rèn)為，貿(mào)易自由化是通往更快的增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必需步驟。對此的例證之一是，發(fā)展中國家正在進(jìn)行的受國際貨幣基金和世界銀行支援的經(jīng)濟(jì)改革計(jì)劃大多是外向型的。新古典增長理論認(rèn)為，貿(mào)易開放度主要通過貿(mào)易帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、促進(jìn)資本形成及資源配置效率的提高三個渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。以羅姆和盧卡斯為代表的新增長理論派則認(rèn)為，貿(mào)易開放度可以加快本國技術(shù)進(jìn)步、提高要素生產(chǎn)率從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。此外，貿(mào)易自由化可以促進(jìn)出口，這對國內(nèi)市場太小而無法利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益的產(chǎn)業(yè)來說顯得尤其重要。

除了貿(mào)易政策對國內(nèi)工業(yè)的預(yù)期作用之外，貿(mào)易制度可能會影響一國所引入的外國直接投資的數(shù)量、性質(zhì)及其作用的發(fā)揮。巴格沃蒂(Bhagwati，1978)［4］認(rèn)為，出口促進(jìn)型貿(mào)易策略將比進(jìn)口替代型貿(mào)易策略吸引更多的FDI并且促使FDI資源得到更有效的利用，因此貿(mào)易自由化將有益于增長和國內(nèi)企業(yè)效率的提高;巴洛和沙拉馬丁(Barri and Sala-i-Martin，1995)［5］指出，開放國家有更強(qiáng)的吸收先進(jìn)國家技術(shù)進(jìn)步的能力。簡而言之，自由的貿(mào)易環(huán)境不僅可以促使投資流向具有相對優(yōu)勢的區(qū)域，而且來自國外的競爭會降低個別公司的市場勢力并迫使他們節(jié)約費(fèi)用，從而引致較高的生產(chǎn)率和X效率。

(三)研發(fā)能力

許多研究致力于考察FDI對東道國研發(fā)水平的影響，與此不同的是，本文側(cè)重于研究特定地區(qū)自身的R＆D水平如何影響外資與私人資本對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的相對大小。知識的積累是經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素之一，而R＆D投資或已有技術(shù)的擴(kuò)散都有可能增加知識或技術(shù)存量。從計(jì)量角度對R＆D在經(jīng)濟(jì)增長中的作用進(jìn)行研究始于20世紀(jì)60年代早期，均發(fā)現(xiàn)R＆D對生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。之后隨著新經(jīng)濟(jì)增長理論的興起，R＆D與生產(chǎn)率之間關(guān)系的理論研究框架趨于成熟。

科恩和萊溫柴爾(Cohen and Levinthal，1989)［6］指出，企業(yè)的研發(fā)活動具有提高創(chuàng)新能力和吸收能力的兩面性，即研發(fā)不僅促進(jìn)了創(chuàng)新，而且增強(qiáng)了企業(yè)識別、吸收和利用外部知識的能力。R＆D的這第二種角色對于估量來自外界的技術(shù)溢出顯得尤為重要，因?yàn)橥饨缰R資本的存在并不會自發(fā)地對本企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)外溢，而要求接收的企業(yè)有吸收和采用技術(shù)的能力，所以研發(fā)活動能夠通過增強(qiáng)企業(yè)的吸收能力從而提高技術(shù)外溢的發(fā)生率。簡而言之，研發(fā)水平主要通過兩種渠道促進(jìn)生產(chǎn)率的增長:一是通過提供更多新信息而直接提高技術(shù)水平;二是通過提高企業(yè)的吸收能力從而間接引致更高程度的技術(shù)外溢。

(四)基礎(chǔ)設(shè)施水平

基礎(chǔ)設(shè)施是一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必要前提，它通過給某個區(qū)域提供有利于企業(yè)發(fā)展的能源供應(yīng)、交通運(yùn)輸和郵政電訊服務(wù)等條件從而發(fā)揮該區(qū)域有利于企業(yè)投資的其他優(yōu)勢，吸引區(qū)域外圍企業(yè)的進(jìn)入，改善地區(qū)工業(yè)布局［7］。東道國較為完善的基礎(chǔ)設(shè)施狀況可以使外資企業(yè)有可能快速地將自己的生產(chǎn)經(jīng)營方式“本地化”，更好地融入到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)體系中，從而不僅有利于吸引FDI，而且有助于國內(nèi)企業(yè)吸收外商企業(yè)生產(chǎn)過程中采用的先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)外資企業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)。因此，東道地區(qū)自身的基礎(chǔ)設(shè)施水平會影響外資和私人資本在當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展中的相對表現(xiàn)。

(五)金融中介深度

發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)一般認(rèn)為金融深化通過兩種途徑促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長:第一，金融深化增加資源流動性并減少金融投資的交易成本，從而促進(jìn)投資;第二，金融深化提高金融資源配置效率及回報(bào)率，從而提高生產(chǎn)率。如麥肯能(McKinnon，1973)［8］指出，資本市場缺陷將限制新企業(yè)的產(chǎn)生進(jìn)而限制FDI潛在的技術(shù)溢出向現(xiàn)實(shí)溢出的轉(zhuǎn)化;格林伍德和瓊?cè)f衛(wèi)(Greenwood ＆ Jovanovie，1990)［9］、金和萊維(King ＆ Levine，1993)［10］均認(rèn)為金融市場的完善可以降低交易成本，確保資本用于高回報(bào)率的投資從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;拉揚(yáng)和欽加萊斯(Rajan＆Zingales，1998)［11］認(rèn)為，金融市場的發(fā)展可以降低企業(yè)外部融資成本，從而促進(jìn)企業(yè)家的形成和經(jīng)濟(jì)增長;貝克、萊維和勞則(Beck，Levine＆Loayza，2000)［12］的研究表明，金融系統(tǒng)對生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長來說都是至關(guān)重要的。

三、指標(biāo)及數(shù)據(jù)

為了盡量控制數(shù)據(jù)敏感性和指標(biāo)敏感性對實(shí)證結(jié)論的影響，本文對指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取經(jīng)過了嚴(yán)格的處理。第一，本文所選樣本地區(qū)為五個省份(江蘇、浙江、福建、山東、廣東)和一個直轄市上海，統(tǒng)計(jì)資料較為全面，基本上沒有數(shù)據(jù)缺失問題;第二，本文在為每個變量選取相應(yīng)的指標(biāo)時(shí)，均經(jīng)過全面的文獻(xiàn)考證和理論分析，最后選出經(jīng)濟(jì)意義上最可行的指標(biāo)進(jìn)入回歸方程;第三，本文的實(shí)證檢驗(yàn)嚴(yán)格遵循科學(xué)的方法和客觀的檢驗(yàn)，沒有為了回歸結(jié)果的理想化而對模型作任何主觀的調(diào)整。

由于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)施的是區(qū)域不平衡發(fā)展戰(zhàn)略，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷史條件存在差異，且為了鼓勵沿海發(fā)達(dá)地區(qū)利用區(qū)位優(yōu)勢吸引FDI實(shí)現(xiàn)率先發(fā)展，中央在政策和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資方面給予沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的支持力度和幅度不同于國內(nèi)其他地區(qū)。東部沿海地區(qū)存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的先發(fā)區(qū)位優(yōu)勢、良好的地理位置、市場規(guī)模、集聚經(jīng)濟(jì)等，即使其他地區(qū)后來有更為改善的基礎(chǔ)設(shè)施投資，各地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資對于外資的吸引程度仍然是不一樣的［7］。事實(shí)也很好地說明了這一點(diǎn)，中國每年流入的FDI絕大多數(shù)集中在東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，1991～2003年間每年流入中國的FDI中，東部沿海地區(qū)至少占86.5%以上［13］?？紤]到上述情況，本文研究樣本選取的是中國上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東六個吸引外商直接投資較多的東部沿海地區(qū)。

(一)物質(zhì)資本存量

在研究經(jīng)濟(jì)增長、全要素生產(chǎn)率或投資效率時(shí)，需要對投入和產(chǎn)出進(jìn)行準(zhǔn)確的計(jì)量，尤其是物質(zhì)資本存量K。本文采用張軍等(2004)［14］對中國省際物質(zhì)資本存量的估算結(jié)果，直接獲得1994～2000年各省以1952年不變價(jià)格計(jì)算的資本存量測算值①在各省物質(zhì)資本存量的數(shù)據(jù)資料方面得到了復(fù)旦大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心的“中國省際資本存量電子數(shù)據(jù)庫”提供的便利與幫助。，2001～2005年的省際物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)亦由張軍提供。并根據(jù)張軍的估算方法，以各省區(qū)市1952年的固定資本形成額除以10%作為該省區(qū)市的初始資本存量，對各省份采取各自不同的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，按 9.6% 的經(jīng)濟(jì)折舊率，根據(jù)永續(xù)盤存法 Ki，t=Ki，t－1(1 － δi，t)+Ii，t估算得到 2006 ～ 2011 年各省的資本存量(以1952年不變價(jià)格計(jì)算)。由于本文其余數(shù)據(jù)均按1994年不變價(jià)計(jì)算，筆者將1994～2011年各省以1952年不變價(jià)計(jì)算的資本存量調(diào)整為按1994年不變價(jià)計(jì)算的數(shù)值。

(二)人力資本

考慮到數(shù)據(jù)的代表性和可比性，本文采用平均受教育年限法②在采用受教育年限法衡量各省人力資本時(shí)，本文暗含的假設(shè)是:在某一省份接受教育的人最終成為該省的從業(yè)人員。來衡量樣本省份的人力資本水平。由于缺乏省際從業(yè)人員受教育程度的數(shù)據(jù)，本文以6歲及6歲以上人口代替從業(yè)人員作為目標(biāo)群體，將受教育程度分為文盲及自學(xué)教育、小學(xué)、初中、高中、大專及以上五個層次。結(jié)合中國教育的具體情況，各學(xué)歷水平的受教育年限分別取1年③由于文盲及自學(xué)教育者有相當(dāng)部分并非完全沒有受過教育，故本文將其教育年限粗略估計(jì)為1年。、6年、9年、12年和16年［15］。具體計(jì)算公式為:

其中，H為各地區(qū)各年度的平均受教育年限，P1、P2、P3、P4、P5分別表示6歲及6歲以上人口中最高教育程度為文盲及自學(xué)教育、小學(xué)、初中、高中、大專及以上的人口比例，均由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期提供的原始數(shù)據(jù)計(jì)算而得。由此獲得1994～2011年樣本地區(qū)的人力資本數(shù)據(jù)。

(三)貿(mào)易開放度

盡管對于使用貿(mào)易依存度指標(biāo)來衡量貿(mào)易開放度存在較多的爭議，包群等(2003)［16］結(jié)合國際上對貿(mào)易開放度的各種度量方法，選取貿(mào)易依存度、實(shí)際關(guān)稅率、黑市交易費(fèi)用、道拉斯指數(shù)、修正的貿(mào)易依存度等五種指標(biāo)分別測算了中國改革開放以來的確貿(mào)易開放度及其對經(jīng)濟(jì)增長的作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有外貿(mào)依存度較好地反映了中國經(jīng)濟(jì)開放程度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。本文延用這一做法，采用各省進(jìn)出口總額與該省國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重④“各地區(qū)按經(jīng)營單位所在地分貨物進(jìn)出口總額”數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1995－2012各期。作為貿(mào)易開放度的衡量指標(biāo)，其中分別按照1994～2011各年人民幣兌美元匯率中間價(jià)將以美元統(tǒng)計(jì)的進(jìn)出口總額換算為人民幣價(jià)值。

(四)研發(fā)能力

R＆D投入通常被認(rèn)為是企業(yè)創(chuàng)新績效的一個顯著決定因素，由于研發(fā)能夠創(chuàng)造新的產(chǎn)品和流程，R＆D投入多的地區(qū)更有可能創(chuàng)新。對于一個地區(qū)研發(fā)水平的衡量要視具體的研究目的而定。本文以每萬人專利國內(nèi)申請授權(quán)數(shù)⑤三種專利申請授權(quán)數(shù)、年末總?cè)丝诘臄?shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1995～2012各期。表示的研發(fā)產(chǎn)出來度量各樣本省份1997～2011年的R＆D水平，計(jì)算公式為:

每萬人三種專利申請授權(quán)數(shù)=各地區(qū)某年度三種專利授權(quán)數(shù)×2×10000/(該地區(qū)當(dāng)年年末總?cè)丝?該地區(qū)上年年末總?cè)丝?

(五)基礎(chǔ)設(shè)施水平

張軍等(2007)［17］選取了交通基礎(chǔ)設(shè)施、能源基礎(chǔ)設(shè)施、通信基礎(chǔ)設(shè)施、城市基礎(chǔ)設(shè)施四個指標(biāo)來衡量中國基礎(chǔ)設(shè)施水平，并分別從四大指標(biāo)中選出一個代表性指標(biāo)進(jìn)行觀察。

筆者結(jié)合本文的具體情況，選取樣本省份1994～2011年的旅客周轉(zhuǎn)量、貨物周轉(zhuǎn)量、郵電業(yè)務(wù)總量三個指標(biāo)①原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1995～2012年各期。作為各省基礎(chǔ)設(shè)施水平的代表性指標(biāo)。由于這些指標(biāo)有不同的單位，無法進(jìn)行簡單加總，為了使用一個綜合性的指標(biāo)來衡量各省基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的狀況，本文采用主成分分析法(PCA)，借助SPSS軟件將三個維度的因素系統(tǒng)降為一個維度。具體方法如下:首先對各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，然后進(jìn)行KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗(yàn)和巴特利(Bartlett)球形檢驗(yàn)，KMO檢驗(yàn)的取值為0.512，不小于0.5，表明本數(shù)據(jù)適合作因子分析;巴特利(Bartlett)球形檢驗(yàn)結(jié)果Sig.=0.000，亦表明數(shù)據(jù)適合作因子分析。接著通過主成分分析法提取因子，得到一個主成分因子(因提取的主成分因子只有一個，故未進(jìn)行旋轉(zhuǎn))，該主成分因子方差貢獻(xiàn)率為65.873%，在本文的環(huán)境下，其解釋力已經(jīng)足夠了。最后將初始因子載荷系數(shù)除以相應(yīng)的相關(guān)矩陣特征值平方根，得到主成分系數(shù)。根據(jù)該主成分系數(shù)可將一維的基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)表示如下:

根據(jù)此方程即可計(jì)算出最終的基礎(chǔ)設(shè)施數(shù)據(jù)。

(六)金融中介深度

在研究金融市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用時(shí)，對于金融市場發(fā)展程度有多種不同的考察角度。在中國，由于銀行等金融中介機(jī)構(gòu)是企業(yè)融資的主要渠道，金融中介深度對經(jīng)濟(jì)的影響要比股票市場、信貸市場的作用更加突出。張軍和金煜(2005)［18］認(rèn)為，由于中國銀行部門存在政策導(dǎo)向的貸款和大量不良資產(chǎn)，相當(dāng)一部分信貸在政府干預(yù)下流向了缺乏效率的國有企業(yè)，因此采用全部信貸占GDP的比重作為金融中介深度的測量將趨向于過高估計(jì)金融深度，并指出非國有部門貸款比重是衡量中國金融中介深度的較為準(zhǔn)確的指標(biāo)。由于按企業(yè)性質(zhì)分的金融機(jī)構(gòu)貸款余額數(shù)據(jù)無法獲得，他們假設(shè)各省配給到國有企業(yè)的貸款與該省國有企業(yè)的產(chǎn)出成正比，通過回歸方法構(gòu)造出非國有企業(yè)的貸款比重。

在兼顧中國金融市場的上述特殊性及數(shù)據(jù)可得性的情況下，本文采取類似于張軍和金煜(2005)的方法估算非國有貸款比重，從金融中介深度角度考察金融市場對外資與私人資本在經(jīng)濟(jì)增長中的相對優(yōu)劣的影響。所不同的是，本文假定各省分配到國有企業(yè)的貸款與該省國有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資額占全社會固定資產(chǎn)投資額的比重成正比?？紤]到中國存在著國有企業(yè)改革的特殊情況，不同年份的國有經(jīng)濟(jì)份額呈現(xiàn)顯著不同，本文將時(shí)期特定效應(yīng)也納入回歸方程，將回歸模型設(shè)定如下:

其中，loan是各省金融機(jī)構(gòu)年末人民幣各項(xiàng)貸款余額②1 994～2004年各省年末金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額的數(shù)據(jù)來自《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2005～2011年的數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計(jì)年鑒。占該省GDP比重，soe是各省國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資占該省全社會固定資產(chǎn)投資③各省按登記注冊類型分的全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1995～2012各期。的比重，分配到非國有部門的貸款比重由截距項(xiàng)α、省份虛擬變量mi(用來控制不同省份非國有經(jīng)濟(jì)單位發(fā)展水平的差異的影響)、時(shí)期特定變量nt(控制不同年份非國有經(jīng)濟(jì)單位發(fā)展水平的差異的影響)、誤差項(xiàng)vit三個部分來衡量。假定待估系數(shù)β在不同省份是相同的，并采用面板數(shù)據(jù)回歸的時(shí)刻個體固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)這個回歸方程的結(jié)果，從金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額占GDP的比重中減去回歸模型中由國有經(jīng)濟(jì)單位固定資產(chǎn)投資比重解釋的部分，即可估計(jì)出各省1994～2011年的非國有貸款比重［19］。

(七)其他變量的指標(biāo)

商品零售價(jià)格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期，每年均采取各個地區(qū)不同的價(jià)格指數(shù)，而非全國統(tǒng)一的價(jià)格指數(shù)，以使數(shù)據(jù)更加精確。原始數(shù)據(jù)為環(huán)比指數(shù)(上年=100)，筆者將其調(diào)整為以1994年為基期的定基指數(shù)。

各地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期，根據(jù)各年各地區(qū)商品零售價(jià)格指數(shù)調(diào)整為1994年不變價(jià)計(jì)算的地區(qū)生產(chǎn)總值。

各地區(qū)年平均就業(yè)人員數(shù)通過對各地區(qū)每年年初(即上一年年末)做從業(yè)人員數(shù)和該年年末從業(yè)人員數(shù)求平均值而得，原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。

外來資本與私人資本分別使用外資份額和私人資本份額來衡量，前者為每年各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資中由外資經(jīng)濟(jì)投資所占的比重，后者為每年各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資中由私人經(jīng)濟(jì)投資所占的比重，原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。

四、經(jīng)驗(yàn)分析

本文采用豪斯曼(Hausman)檢驗(yàn)判定使用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)，從檢驗(yàn)結(jié)果來看，主要采用固定效應(yīng)模型(FE)。固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)回歸方程設(shè)定如下:

其中，Yi，t為i地區(qū)t年度根據(jù)商品零售價(jià)格指數(shù)調(diào)整的地區(qū)生產(chǎn)總值(1994年不變價(jià))，Li，t為i地區(qū)t年度的年平均就業(yè)人員數(shù)，為i地區(qū)t年度全社會固定資產(chǎn)投資中的外資經(jīng)濟(jì)投資比重，share2it為i地區(qū)t年度全社會固定資產(chǎn)投資中的私人經(jīng)濟(jì)投資比重。X為代表地區(qū)吸收能力并進(jìn)而影響外資與私人資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)的相對優(yōu)劣的各因素，是由人力資本、經(jīng)濟(jì)開放度、研發(fā)能力、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融中介深度五個影響因素組成的向量。各指標(biāo)的具體采集及計(jì)算方法如本文第五部分所述。

Yi，t、Ki，t、Li，t均以對數(shù)形式進(jìn)入回歸模型，以反映資本存量與勞動力各自的增長率對經(jīng)濟(jì)增長率的作用。外商直接投資對所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技術(shù)外溢效應(yīng)由于與各地區(qū)的吸收能力相關(guān)而分別以H×share1、Open×share1、R＆D×share1、Infr×share1、Fina×share1五個相乘形式的解釋變量進(jìn)入回歸方程;類似地，私人資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)由于受到同樣的地區(qū)自身因素的影響而分別以H×share2、Open×share2、R＆D×share2、Infr×share2、Fina×share2五個相乘的解釋變量的形式進(jìn)入回歸方程?？疾齑砀鞯貐^(qū)自身因素對外來資本與私人資本在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貢獻(xiàn)的影響時(shí)，分析的是各因素分別與share1it、share2it交叉乘積項(xiàng)前面的系數(shù)。

采用該模型，本文測算了全部外來資本與私人資本對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的相對大小如何受各地區(qū)自身因素的影響，回歸分析的結(jié)果如表1所示。共有六個回歸方程，我們考察的重點(diǎn)是外來資本份額與私人資本份額這兩個解釋變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響。第一個方程在不考慮地區(qū)自身影響因素的情況下，將外來資本份額和私人資本份額同時(shí)作為解釋變量，并控制了資本存量和勞動力投入對地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。由方程(1)的回歸結(jié)果可以看出，所有的解釋變量都在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，share1前面的系數(shù)為0.8783，意味著外來資本份額每增加0.1，就可以使總產(chǎn)出提高8.783%;share2之前的系數(shù)為0.4968，意味著私人資本份額每增加0.1，就可以使總產(chǎn)出提高4.968%。此結(jié)果說明，外來資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)要大于私人資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

表1 全部外來資本與私人資本的比較被解釋變量:地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)(1994年不變價(jià))

回歸方程(2)將外來資本份額、私人資本份額分別與人力資本這一影響因素相乘進(jìn)入回歸模型，同樣控制了資本存量和勞動力投入對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響。在方程(2)的回歸結(jié)果中，所有的解釋變量都在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，H×share1前面的系數(shù)為0.1140，表明外來資本份額通過與當(dāng)?shù)厝肆Y本的相互作用而影響總產(chǎn)出，其交叉乘積值每提高0.1，H×share2就可以使地區(qū)生產(chǎn)總值提高1.140%;之前的系數(shù)為0.0462，表明私人資本份額也通過與當(dāng)?shù)厝肆Y本的相互作用而影響總產(chǎn)出，其交叉乘積值每提高0.1，就可以使地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.462%?？梢姡谌肆Y本的影響下，外來資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)仍然要大于私人資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

回歸方程(3)在控制了資本存量和勞動力投入對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響下，將外來資本份額、私人資本份額分別與貿(mào)易開放度這一影響因素相乘進(jìn)入回歸模型。在方程(3)的回歸結(jié)果中，前面的系數(shù)為－0.4632且在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，意味著外來資本份額通過與當(dāng)?shù)刭Q(mào)易開放度的相互作用而影響總產(chǎn)出，然而這種相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)向的，其交叉乘積值每提高0.1，反而使地區(qū)生產(chǎn)總值減少4.632%;Open×share2之前的系數(shù)為0.6333且在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，意味著私人資本份額也通過與當(dāng)?shù)刭Q(mào)易開放度相互作用而影響總產(chǎn)出，與前者不同的是，這種相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正的，其交叉乘積值每提高0.1，就可以使地區(qū)生產(chǎn)總值提高6.333%?？梢姡谫Q(mào)易開放度的影響下，外來資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)反而下降;而私人資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)受到了貿(mào)易開放度的促進(jìn)作用。

回歸方程(4)將外來資本份額、私人資本份額分別與研發(fā)能力這一影響因素相乘進(jìn)入回歸模型，并同時(shí)控制了資本存量和勞動力投入對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響。從方程(4)的回歸結(jié)果可以看出，R＆D×share1前面的系數(shù)為0.2342且在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，意味著外來資本份額通過與當(dāng)?shù)匮邪l(fā)能力的相互作用而影響總產(chǎn)出，且這種相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的，其交叉乘積值每提高0.1，就可以使地區(qū)生產(chǎn)總值增加2.342%;R＆D×share2之前的系數(shù)為0.0009，但不是統(tǒng)計(jì)顯著的，這意味著私人資本份額并沒有通過與當(dāng)?shù)匮邪l(fā)能力相互作用而影響總產(chǎn)出?？梢?，研發(fā)能力只在外來資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)起到了促進(jìn)作用，而沒有顯著影響私人資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

回歸方程(5)在控制了資本存量和勞動力投入對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響下，將外來資本份額、私人資本份額分別與基礎(chǔ)設(shè)施水平這一影響因素相乘進(jìn)入回歸模型。在方程(5)的回歸結(jié)果中，Infr×share1前面的系數(shù)為1.4007且在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，表明外來資本份額通過與當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施水平的相互作用而影響總產(chǎn)出，且這種相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的，其交叉乘積值每提高0.1，可以使地區(qū)生產(chǎn)總值增加14.007%;Infr×share2之前的系數(shù)為0.1645但沒有通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，表明私人資本份額并沒有通過與當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施水平相互作用而影響總產(chǎn)出。可見，地區(qū)自身的基礎(chǔ)設(shè)施水平只在外來資本對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)中起到了促進(jìn)作用，而沒有顯著影響私人資本對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

回歸方程(6)將外來資本份額、私人資本份額分別與金融中介深度這一影響因素相乘進(jìn)入回歸模型，并同時(shí)控制了資本存量和勞動力投入對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響。由方程(6)的回歸結(jié)果可知，F(xiàn)ina×share1前面的系數(shù)為0.7320且在1%水平下統(tǒng)計(jì)顯著，表明外來資本份額通過與當(dāng)?shù)亟鹑谥薪樯疃鹊南嗷プ饔枚绊懣偖a(chǎn)出，并且這種相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向的，其交叉乘積值每提高0.1，就可以使地區(qū)生產(chǎn)總值增加7.320%;Fina×share2之前的系數(shù)為0.0190但沒有通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，表明私人資本份額并沒有通過與當(dāng)?shù)亟鹑谥薪樯疃鹊南嗷プ饔枚绊懣偖a(chǎn)出。可見，地區(qū)自身的金融中介深度只對外來資本在當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)中起到了促進(jìn)作用，而沒有顯著影響私人資本對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

值得注意的是，在上述回歸中，貿(mào)易開放度Open與外來資本的相互作用對經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)的，即貿(mào)易開放度反而不利于外來資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用的發(fā)揮。這可能與中國的貿(mào)易方式有關(guān)。多年來中國發(fā)展進(jìn)出口的主要貿(mào)易方式是加工貿(mào)易，其局限性主要包括［20］:第一，加工貿(mào)易兩頭在外且出口價(jià)格較低，會對一般貿(mào)易產(chǎn)生爭奪出口市場的沖擊;第二，中國的加工出口企業(yè)大多以勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)為主，所引進(jìn)的技術(shù)并不十分先進(jìn)，對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展反而不利;第三，中國加工生產(chǎn)水平不高，許多中間投入品依賴進(jìn)口，產(chǎn)業(yè)間關(guān)聯(lián)和帶動效應(yīng)尚不明顯。這些因素都可能導(dǎo)致貿(mào)易開放度對外資貢獻(xiàn)的促進(jìn)作用為負(fù)。

五、結(jié)論及政策建議

本文研究了地區(qū)自身的因素對中國的外來資本與私人資本在經(jīng)濟(jì)增長中的相對貢獻(xiàn)大小的影響，在研究過程中參考了國際上近年來針對FDI技術(shù)外溢提出的“吸收能力”概念，筆者認(rèn)為，由于有外資流入的地區(qū)自身的吸收能力會對FDI技術(shù)外溢產(chǎn)生影響，從而影響FDI對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的作用，并進(jìn)而影響以對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)衡量的外資和私人資本的相對優(yōu)劣。經(jīng)過文獻(xiàn)考證和理論分析后，本文選取了各地區(qū)人力資本、貿(mào)易開放度、研發(fā)能力、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融中介深度五個因素來考察它們對外來資來與私人資本在經(jīng)濟(jì)增長中的相對優(yōu)劣的影響。為了盡量控制數(shù)據(jù)敏感性和指標(biāo)敏感性對實(shí)證結(jié)論的影響，本文對指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取經(jīng)過了嚴(yán)格的處理。

使用中國6個地區(qū)1994～2011年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)研究表明，在全部外來資本與私人資本的比較中，人力資本、研發(fā)能力、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融中介深度均與外國資本相互作用而促進(jìn)后者對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，而只有人力資本、貿(mào)易開放度促進(jìn)了私人資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，研發(fā)能力和金融中介深度對私人資本的貢獻(xiàn)沒有顯著影響。

本文的研究具有重要的政策含義:既然人力資本、研發(fā)能力、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融中介深度等因素均與外國資本相互作用而促進(jìn)后者對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，一個地區(qū)在注重招商引資的同時(shí)，也應(yīng)當(dāng)大力促進(jìn)這些因素的發(fā)展。這樣才能使外來資本在實(shí)際意義上對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮優(yōu)于私人資本的作用，否則經(jīng)濟(jì)資源的分配沒有必要盲目地向外來資本傾斜。

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