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1、 第三组 宏观经济增长与发展 字数：15908字转型期国际直接投资、出口与经济增长的一个经验证据： 1990-2006年省区面板数据分析*作者简介：张鹏（1966-），男，四川蒲江人，重庆大学贸易与行政学院，副教授，博士生。主要研究方向：产业经济学、人口资源环境经济学张鹏，重庆大学贸易与行政学院，邮编：400030，电子信箱：zhangpeng35。作者感谢国家社科基金青年项目（07CJL010）的资助。感谢重庆大学经济与工商管理学院周靖祥、康继军博士的热心帮助和成稿后的有益评论。当然，文责自负。张 鹏(重庆大学贸易及行政学院，经济与工商管理学院 重庆，400044)【摘要】本文通过实证研究得
2、到证实，20世纪90年代中国经济转型以来，省际经济发展差距有缩小的趋势，并形成显著的收敛现象。 经济增长收敛是指不同经济单位（国家或地区）的初始静态经济指标(如人均产出、人均收入等) 与其经济增长速度之间存在负相关关系。具体到一国经济，是指其内部处于不同发展层次的经济之间，如发达地区与落后地区之间，后者比前者有着更高的经济增长率，从而最终达到人均收入或人均产出的相等。现有关于区域差异原因的研究大多忽视地区间的FDI流入效应和出口贸易对地区经济差异的影响；本文通过测算发现：FDI对东、中及西部地区的出口贸易贡献作用显著为负，但有助于促进地区经济增长，并进一步促进经济增长趋同；这说明如果考虑FDI
3、流入的外溢效应，国际直接投资会促使区域差异不断缩小，从而很好的解释1990年以来我国区域差异缩小的特殊事实。制定FDI流入及西部地区偏向政策将有助于出口贸易、经济增长，甚至当前的国际收支调整目标。关键词 FDI 出口贸易 内生经济增长 经济收敛中图分类号 文献标识码 A一、问题的提出在开放经济条件下，本国总投资由国内投资和外国直接投资（FDI）两部分组成，随着世界经济的不断融合，FDI流入在一国宏观经济发展过程中的比重逐步提高，地位和作用日趋提高；FDI作为物质资本积累的一部分，对东道国经济产生重要影响（周靖祥等，2007） 周靖祥、刘渝琳：中国金融信贷与经济可持续发展检验：19522006兼
4、论资本市场约束与金融资本市场结构优化，管理科学与统计决策，2007年第4卷第4期：36-56。通常情况下，FDI对东道国经济的正向影响一般概括为挤入效应（见Jansen，1995；Borensztein、Gregorio and Lee，1998；X. Sun，1998等人的研究），研究表明FDI存外溢效应，促进东道国国内投资、技术进步、出口贸易，成为东道国经济增长的动力。另一方面，20世纪90年代以来，国际学术界基于国家样本研究认为FDI存在挤出效应，主要表现为FDI对国内投资的影响，如：Feldstein和Horioka（FH，1980）通过研究认为FDI并不影响国内储蓄者转化为国内投资；
5、Agosin 和Mayer (2000)通过研究表明FDI对不同国家国内投资的影响各不相同，并未形成统一的结论；Sinn（1992）发现国际资本流动对东道国国内储蓄与投资的转化产生显著影响。但是，FDI流入过程中，对东道国内部中观经济单元（省区经济）的影响又如何？目前尚未形成定论，FDI与出口贸易共同进入宏观经济产出方程，相互作用机制及结构弹性又如何？诸如此类的问题值得深入探讨。从目前的研究文献来看，国内外学者一般认为FDI流入促进了经济增长，Kueh（1992）、De Gregorio（1992）、Lee（1994）、Balasubramanyam etal（1996）及沈坤荣、耿强（200
6、1）、魏后凯（2002）、王成岐等（2002）借助实证和计量检验方法均做有益探讨。20世纪90年代以来，鉴于以上FDI流入的地区分布极不平衡（见表1），FDI的区域特征十分显著。国际直接投资主要集中在东部地区，占全国比重基本在85%以上，而中、西部地区所占比重基本低于14%。截止2005年底，中国各地区累计实际外商直接投资流入6125.1亿美元；而2006年东部地区外资流入为569.22亿美元，占全国总量的90.32%；中部地区39.22亿美元，占6.22%；西部地区21.77亿美元，占3.46%。从2001年到2006年的平均增长速度来看，东部仍然是增长速度最快，年均7.94%，同期中部6省
7、只有4.51%，西部12省区市只有0.32%。具体来看，据国家统计局统计外资流入最多的广东省占东部12省的20%-30%左右；由于中部地区投资环境的改善，FDI从1991年至2004年呈逐年上升趋势，2005年后比重趋于下降；西部从2001年后维持在3%左右，并呈逐步下降的趋势，西藏外资进入只有很小比重。 以前众多的分析一般忽略西藏此样本，由于涉及宏观经济增长及出口贸易，西藏外资流入量很小，几乎没有；但从出口贸易来看，占据一定份额。因此，本文接下来的分析建立在全国31个省市样本点上。由此认为，外资在地域格局上出现的“东高西低”梯度分布特征并未改变，侧面反映对外开放从沿海向内地的推进过程，当然其
8、受地理位置、经济基础和开放政策等诸多因素的影响（Goldberg & Kolstad，1994；Little J.S，1978；Robert Grosse，1996）。由此带来宏观经济影响也必然出现区域差异，分析区域出口贸易与经济增长的关系十分必要。表1 中国FDI流入的三大区域分布情况年份东部地区（%） 中部地区（%） 西部地区（%）1988199090.714.314.981991200085.739.055.22200187.849.083.08200287.439.882.69200387.4210.453.25200486.0811.042.18200588.788.003.2220
9、0690.326.223.4620012006平均增长速度7.944.510.32资料来源：19882000年的数据来自赵晋平：利用外资与中国经济增长，人民出版社，2001年；2000年及以后数据根据2001年至2007年中国统计年鉴及商务部外资统计（）数据加以计算而得，表中的FDI金额为实际利用金额。自1990年以来，我国各地区经济发展差异显著，当前分析引起不同地区经济发展差异的因素以更好的促进地区经济均衡发展。本研究重点探讨开放经济带来的地区经济增长的影响，集中讨论FDI流入，以及由其带来的出口贸易的发展。2006年，在稳健的宏观调控政策下，全国经济运行平稳，维系之前的较快增长，全年GDP
10、增长10.7%，比2005年提高0.4个百分点。统计数据显示，2006年东部地区GDP总量为12.67万亿元，中部与西部地区依次为4.23万亿元和3.92万亿元，增长速度依次为13.7%、12.5%和12.8%，国内区域经济增长速度排序“东中西”向“东西中”转变趋势进一步增强，而“十五”期间的平均增长速度为126.%、11%和11.3%，区域格局特征十分显著。从区域出口贸易来看，东、西部地区出口比重不断上升，2002年东部地区实现出口总额3003.53亿美元，占全国出口总额的92.26%， 其中出口贸易大省的出口贸易依次为：广东1184.65亿美元、江苏384.71亿美元、上海320.46亿美
11、元和浙江294.16亿美元、山东211.09亿美元，前9省的出口总额累计占全国的90.13%；比2001年提高0.24个百分点；广东一省分别占全国出口和东部地区出口比重的36.39%、39.44%。比2001年提高0.12个百分点；西部地区出口总额94.68亿美元，占全国出口总额的2.91%，同比提高0.21个百分点。增长速度逐步提高，2002年，东、中、西部地区出口贸易同比分别增长22.88%、15.23%和40.24%，三大地带增长幅度分别提高15.18、10.39和39.37个百分点。 出口贸易增长速度超过10%，其中东部地区10个，中部地区6个，西部地区5个。 区域出口贸易实现较快增长
12、，但东部地区的出口比重趋于下降，中西部地区不断提高，2006年东部10省的出口货物总值8605亿美元，占全国的88.8%，而从2000年到2006年东部10省市累计出口货物总值占全国的87.4%。由图1、图2可以看出外资企业出口与经济增长表现为正相关关系，FDI流入同样与经济增长表现为正相关关系，他们之间的具体关系需要做更进一步的研究。在大量外资流入的同时，外商投资企业在中国出口中发挥重要的促进作用，并且其对外贸易在总对外贸易中的比重呈现逐步上升的趋势。1990年以前，外资企业的出口比重不到10%，内资企业的出口份额超过90%， 内资出口相对于外资企业出口，即在总出口贸易中扣除外资企业出口，后
13、文的分析建立在此假设框架下。出口几乎由非外资企业完成。但近年来，此局面出现扭转，从统计数据来看，在1997年到2002年6年间，国有企业出口比重由56.2%下降到37.7%，同期外商投资企业由41%上升到52.2%，数据显示从2000年开始外资企业的出口份额首次超过非外资企业，进、出口两方面外商投资企业都成为对外贸易的主体。外资企业进出口增长速度显著快于内资企业，1990年至2006年中国进出口贸易分别增长3.45倍和3.18倍，年增长率分别为16.9%和18.3%；其中外资企业占进口增量的62%和出口增量的69%，年增长率分别为23%和27.6%，比同期内资企业的进出口年增长率高出5.4和1
14、2.8个百分点。 数据来源：根据历年中国对外贸易经济合作企业年鉴统计数据计算而得。通过前面的分析认为外国直接投资对地区经济增长的影响十分显著，在此基础上，进一步发现FDI与地区出口贸易也表现为正相关关系（图3和图4，来源于Linear prediction散点图）。 图1 外资企业出口与经济增长 图2 FDI流入与经济增长图3 FDI流入与外资企业出口 图4 FDI流入与出口贸易图1、图2显示出口贸易额、外商直接投资与GDP的相互关系，不难发现，正相关关系较为显著；图3、图4反映FDI流入与出口贸易尤其是外资出口贸易的作用关系，随着FDI的不断流入，促使经济开放程度不断提高的同时，也在不断带动
15、经济的快速增长，但Goldberg 和Klein（1997）通过实证研究认为FDI对贸易的促进作用具有在地区层面上差异明显。但是，由于转型过程中的市场配置生产要素的效率难以确定，即影响程度在区域方面的差异需要通过实证方法才能得知，以期进一步确定相互之间的数量关系。地区经济发展方面，Wei（1993）早期的研究已发现FDI与各地区的经济增长率的差异正相关；Dayal-Gulati和Husain（2000）对此做出解释，认为外资对地区生产的技术水平有显著影响，FDI在地区间的不均匀分布形成地区经济增长率的差异；王成歧等人（2002）研究发现FDI对我国东、中、西三个地区的经济增长的推动作用存在明显
16、的差异。综上分析认为，地区FDI、出口贸易与GDP增长关系相对复杂，因地区而极不相同，FDI的比重提高虽然反映出该地区的经济开放速度相对较快，是否能够获得更快的经济增长？另一方面，FDI在地域分布上的不均匀反映中西部地区的开放速度相对比较慢，但是否遵循FDI、出口贸易与经济增长的正向作用关系？诸如此类的问题，需做详细分析。按照此分析目的及思路，本研究内容安排为：第二部分是相关研究文献及评述，针对FDI作用于出口贸易及经济增长的理研究成果进行回顾和分析，提出本文研究的视角和分析路径；第三部分，借助已有理论基础建立本文的分析框架；第四部分，利用计量模型及分析方法进行实证检验FDI、出口贸易与各区域
17、的经济增长效应及出口贸易影响因素；最后部分，本文的结论和相关政策建议。二、相关研究及评述20世纪80年代以来，中国经济出现阶段性的持续高增长；但是，进入90年代、特别中后期以来，增长率却现持续下降的趋势；近年来，又出现高增长趋势。在此之前，已有学者关注中国能否继续保持高速经济增长的动力并维持其增长模式（如：张军2002a,b，Rawski, 2002, Qin and Song, 2002）。尽管中国是一个体制转型的经济，但经济增长在很大程度上却类似于新兴工业化战略模式（张军，2002b）。结合FDI的作用路径与出口贸易的影响因素分析中国经济增长问题十分必要；20世纪90年代以来中国经济的转型
18、，很大程度上归结为工业化的影响，具有具有借鉴意义的文献有Young（1993）、Lau and Kim（1992）、Kim and Lau（1996），有助于分析和解释中国地区经济增长的发生机制并关注增长的协调性。 杨格（Young, 1993）在“来自东亚新兴工业化经济的经验教训：一个不同的观点”一文中对东亚经济的增长模式提供了一个简洁而技术性的处理方法，他的结论更加直截了当：“东亚新兴工业化国家的最重要的特征并不在于他们的制造业具有不寻常的生产率的高速增长，而是在于他们成功地扩张了制造业的投资和就业，因此才享有工业化的头衔”。而克鲁格曼(Krugman, 1994)则用非技术性的语言评论了
19、“东亚奇迹”的增长模式，是一篇俏皮的文章。费利普（Felipe, 1999）为我们提供了一个关于东亚经济增长和效率变动的非常漂亮的文献综述。外商直接投资与东道国和地区的经济发展的关系一直是深受学术界关注的重要课题。实证研究表明FDI流入发展中国家促进发展中东道国的经济增长，例如De Gregorio(1992)通过对12个拉美国家的研究表明FDI与经济增长显著正相关；冼因明、葛顺奇(2002)认为FDI对东道国的经济发展产生积极影响，特别在GDP、扩大投资、促进出口、转移现代技术和管理经验等方面具有重要作用。FDI带来的资本积累和技术进步对经济增长影响的传导机制在理论分析中已经被广泛地接受(D
20、e Mello, 1999)。但是建立在此分析基础上的FDI流入的资本积累效应尚未形成定论，一种是FDI与国内资本之间存在替代性，FDI通过资本积累影响经济增长的作用微弱；另外一种是FDI与国内资本之间存在互补性，FDI流入对东道国经济增长有较大影响。De Mello(1999)认为对于广大发展中国家来说，由于所处的发展阶段与FDI流入地区存在着差别，FDI经济发展过程中与国内资本之间的互补作用比较显著；而Borensztein et al（1998）的研究结果表明FDI没有对这些发展中东道国国内资本形成产生“挤出”效应，也即FDI与国内资本形成不是完全替代的。FDI会产生技术扩散效应，Bor
21、ensztein et al.（1998）和Lee（1995）认为国际直接投资是发达国家向发展中国家进行技术扩散的主要载体。但是众多研究表明缺乏足够证据表明FDI确实对发展中东道国具有正的技术溢出效应（Caves，1974；Globerman，1979； Blomstrm和Persson，1983；Djankov和Hoekman，2000；Konings，2001等人)；已有的经验研究都是就某段时期分析FDI技术溢出效应是否显著，而忽略时间变量的重要影响。对于发展中国家地区来说，通过FDI流入能够获得先进技术进而促进经济实现长期增长，实施FDI开放意义重大（Romer，1993），也有经验研究
22、表明FDI对东道国具有技术扩散效应（Kokko，1994；Kokko et al，1996；Sjholm，1999等)；X. Liu和C. Wang (2003)研究FDI对中国的全要素生产率的影响发现FDI是促进技术在中国扩散的一种有效的方式。在研究FDI对发展中国家经济增长影响文献中，为发挥FDI对东道国经济增长的促进作用，Abramovitz（1986）指出必须具备最低限度的社会能力（Social Capacity，包括人力资本水平、经济的稳定性等）；Borensztein et al (1998)研究指出只有达到人力资本存量的最低极限水平，FDI才能发挥出更高的生产效率。在新古典增长理
23、论框架中，FDI的流入被视为东道国资本存量的增加，FDI与国内资本不存在太大的差异性，FDI对东道国经济增长的影响与国内资本作用一致。 由于受收益递减限制，FDI的流入仅能对经济增长发挥水平效应（Level effect）而不能发挥增长率效应（Rate effect），换句话来说，FDI仅能在短期内影响东道国的经济增长，在长期内FDI不能改变总产出的增长率，并且FDI对经济增长的短期影响依赖于稳定均衡的路径。 20世纪80年代中期，以P. Romer和R. Lucas等经济学家为代表，在对新古典增长理论重新思考的基础上，提出新增长理论。新增长理论用来解释内生经济增长有几种不同的机制，例如人力资
24、本(Lucas, 1988)、创新激励（Romer, 86）和技术扩散（Barro and Sala-i-Martin, 1997）等。在此理论框架下，FDI对经济增长的作用在理论上能够得到充分体现，FDI存在多种机制影响经济增长。Balasubramanyam et al（1996）指出在理论分析中FDI可以通过不同方式影响经济增长；FDI对东道国经济增长发挥“催化剂”作用，世界各国对待FDI的积极态度得到证实（UNCTAD，2003）。本文研究认为，FDI流入首先影响东道地区的对外贸易（尤其是出口贸易），接着是国内投资结构，在此基础上与出口贸易共同作用于经济增长。研究FDI与对外贸易（重点
25、是出口贸易）二者关系，目前已存在大量研究文献，由于样本选择和分析方法的不一致性，结论也存在分歧。Liu、Wang & Wei通过中国与19个贸易伙伴国家之间的面板数据，建立FDI、出口和进口三个变量之间的向量自回归模型，得出结论：进口和FDI都是引起出口增加的因素；江小涓(2002)对外资企业与内资企业的高新技术产品出口份额进行比较，认为FDI有利于提高出口商品的竞争力。联合国贸易和发展委员会（1999）研究了FDT流人量和出口效果的关系，结果表明FDI与制成品出口有显著的正相关关系；FDI与中等技术含量产品出口关系的显著性水平低，FDI的影响随出口产品的技术含量的提高而增大。基于中国样本检验
26、的实证研究近年来逐渐增多，有研究发现从20世纪80年代末期到90年代中期，FDI对各省的出口有着明显的促进作用；Zhang & Felmingnam运用平行数据模型分析发现整体而言中国引进的FDI与出口之间存在双向因果关系，并且在高FDI和低FDI地区得到进一步证实，而中FDI地区却是出口带动FDI增长；严兵(2006) 严兵,2006：FDI与中国出口竞争力,财贸经济第8期.采用ECI指数对FDI与中国东、中、西部地区的出口竞争力关系进行实证研究，外资的进入提升东部地区的出口竞争力，但并未对西部地区产生显著影响，在中部地区甚至产生一定的负面作用。由于出口对于经济增长的贡献有明显的经济理论支持
27、，近年来国内外学术界开始关注出口对经济增长贡献的定量研究，由于方法、样本选择的差异，结论方面也存有差别。但目前已有研究来看，主要集中于二者的相关性研究、因果关系研究及出口对经济增长贡献的定量研究。国外学者的早期研究开始于20世纪80年代中期，Jung and Marshall(1985) 对37个发展中国家和地区进行Granger因果关系检验；Chow(1987)检验发现7个样本国家有3个国家存在出口贸易与经济增长的因果关系。20世90年代以来，部分学者也开始关注中国出口与经济增长的关系，Kwan 与Cotsomitis(1991)首次研究中国问题，认为中国人均收入与出口占收入比率之间在195
28、2-1985年期间存在双向因果关系；沈程翔（1999）利用1977-1998年的年度数据，在一个双变量系统中进行Granger因果检验，分析我国出口与产出之间的关系，发现存在双向的因果关系。比较有代表性的研究有：林毅夫、李永军（2001）借助宏观经济模型证明出口增长对经济增长具有较大的推动作用，进口却相反；吴振宇（2004）根据菲德模型用面板数据分析出口生产的外溢性，认为我国出口生产的外溢性不明显；沈利生、吴振宇（2004）运用投入产出模型对外贸与经济增长的贡献进行了测算，结论表明出口和进口都对经济增长具有促进作用但不显著。以上研究引发了出口贸易能够促进经济增长的实证研究结果的有效性的思考，寻
29、求FDI流入对二者的作用机制的分析思路；而且针对20世纪90年代转型以来大量FDI流入是否产生区域出口贸易增加，以及对经济增长的促进作用值得审视。对外贸易与经济增长的研究文献众多，但目前关于对外贸易与经济增长趋同的文献相对较少。主要原因在于新古典经济增长忽略贸易的影响，但是，随着对外经济政策实施和全球经济交流的进一步增强，FDI流入及出口贸易的影响也逐步增强。自由贸易极有可能导致经济增长收敛（Salmuelson，1971）；Ben- David(1993) 的研究也表明欧洲贸易自由化时期, 实行贸易自由化国家的人均收入出现“收敛”。比较具有典型的贸易影响经济增长收敛的机制是：贸易技术扩散经济
30、增长率人均收入均等（Eaton 和Kortum，1999）。 关于贸易影响经济增长收敛机制的更多分析见：赵伟,马瑞永; 贸易与经济增长收敛研究综述 J;国际贸易问题; 2006年05期。结论方面，存在严重分歧，有利因素（Sachs 和Warner，1995；Ashok Parikh 和Miyuki Shibata，2004等）和不利条件（Findlay and Kierzkowski，1983；Bernardand Jones，1996等)。尽管贸易并非一定带来经济增长收敛作用，或者经济增长发散效应, 但是从贸易影响经济增长收敛的机制以及相关研究可以看出，在一定条件下, 贸易有助于促进经济增长
31、收敛。而中国经济增长的特殊性，以及由此出现的经济增长收敛有待后文深入。三、FDI、出口贸易与经济增长理论分析框架及计量模型建立通过文献回顾发现，基于东道国（地区）视角的经济增长与出口贸易研究文献甚少，目前的众多研究也都建立在经济增长与国际贸易的双重分析框架基础上。具有重要影响的研究文献，如Feder（1983）将经济划分为出口和内需两个部门，在非出口部门生产函数中引入出口部门的产量作为影响效率的因素；Grossman and Helpman (1990)曾提出一个将技术进步内生化的增长模型，引入相关变量分析贸易导致技术和知识的扩散进而推动经济增长的路径。此外，McCombie（1985）从传统
32、的凯恩斯模型出发进行实证研究， Redding and Reenen（2000）通过行业生产率收敛情况进行分析；在FDI溢出效应研究方面，Findlay（1978）构建一个内生技术变迁模型。为研究FDI流入与区域经济增长的关系，首先建立FDI与出口贸易的关系，在次基础上建立包含出口贸易的经济增长分析框架。1.两部门出口贸易模型首先，为方便分析作如下假定：第一，国内各区域对外经济中的出口由内资生产部门（）和外资部门（）两部分构成；第二，外资部门出口为该部门所使用的资本和劳动力的函数（）；内资部门出口是是资本要素和劳动力投入的函数；第三，外资部门对内资部门的生产存在外溢。第四，外资部门主要的生产要
33、素是FDI，其主要目标仍然是出口为主，此假设以满足重点探讨FDI流入的直接影响和间接作用。接下来，借鉴Feder(1983)、Redding and Reenen（2000）等人的分析思路，将地区对外经济分为内资和外资两大部门，同时引入新的变量来构建计量模型。吴振宇（2004）认为，有关出口对经济增长贡献的定量研究主要集中在两个问题上，一方面即为直接效应，反映在出口对GDP增长的贡献度；另一方面是出口生产的外溢效应，一般将其界定为带来国内生产要素诸如劳动力、资本产出弹性的提高。作为GDP的重要组成部分，出口的增长是对GDP的直接贡献，而出口的外溢效应是出口对经济增长的间接贡献。目前，研究出口对
34、经济增长的间接贡献的主要工具是菲德模型。将一地区的出口经济用公式表示为，考虑转型时期各地区经济发展变化的影响（引入时间变量）： ， （1） （2）其中：为地区总出口。但是，在对外经济开放过程中内资部门受资本和劳动两种投入影响外，还受外资部门的间接影响（FDI流入外溢效应）。因此，在（1）式假定基础上引入内资出口生产的外资动态技术扩散过程，对内资部门产出函数修订如下： （3）其中，代表时期外资出口部门对内资部门出口的溢出因子，由于出口部门的外溢效应存在一定的时滞，因此将其设定为： （4）为简化分析，不失一般性研究探讨，假设外资部门的要素边际生产力要比非内资部门高，而且对不同的生产要素的比率具有一
35、致性。即有：，对式(2)两边求导得： （5）根据假设可得如下两式：总投资： （6）总劳动增量： （7）联合式（1）-（4）和（5）、（6）、（7）有： （8）假定外资部门的外溢因子对内资部门的出口生产的影响作用满足不变产出弹性，即： （9）其中，表示外溢因子，借助（9）式求得其边际生产率为： （10）将（10）式代入（8）式并在方程两边同时除以，可得： （11）由于在具体分析过程中，对于（4）式的最优滞后期间难以确定，通过递归迭代得到的乘子为： （12）将（12）代入（11）式，利用几何滞后变换可得： （13）本文认为，在考察FDI对出口贸易的影响，必须以下几方面的因素。（1）资本数量；（2）
36、投资结构；（3）外资企业规模；（4）进口倾向（重点技术与原材料进口）。基于以上假设及本文采用1990-2006年转型时期中国省区面板数据分析需要，作对数变化，构建出口贸易的基础计量模型： （14）其中，代表随机变量，从外资企业规模（）、进口倾向（）以及国内投资（，依次表示固有经济固定资产投资、集体经济固定资产投资和其他经济固定资产投资（扣除外资）及转型特殊阶段时间虚拟变量引入多角度，出口贸易的区域差异进行分析。将上述因素代人模型(14)进行检验，进一步简化为： （15）2.内生出口贸易经济增长模型长期以来，有关外贸与经济增长关系的研究大多基于传统国际经济学Y=C+I+G+(X-M)的国民收入恒
37、等式评估对外贸易对经济增长的贡献，重点放在出口扩张的正向拉动作用。也有关注进口贸易与经济增长的关系，如Barro和Martin(1992)研究各国总产出发现，指出贸易保护政策的弊端；Jong-Wha Lee (1995)借助开放经济的内生增长模型发现外国资本品的使用超过本国资本品，即会提高经济增长率。前面分析已经知道，FDI对出口贸易产生重要影响，进而带来经济增长。在此部分扩展PRomer的内生技术增长模型， 本文对PRomer的模型做修改，从而克服原来模型的缺陷。在这里，增长只是针对FDI的流入带来经济增长这种情形而言，这对于理解下文的关系式处理非常重要。借鉴Michaely(1977)、B
38、alassa(1978)、Feder(1983)和Baizhu Chen和Yi Feng(2000)的分析思路，FDI流入通过外资部分的生产和进口、出口贸易实现技术水平的提高，利用初期的技术，以如下方式进行积累： （16）其中，表示技术进步系数，为外资部分的出口比重，出口贸易的技术组合，表示各时期的比重。假设地区宏观经济生产函数具有C-D函数形式： ， （17）表示总产出，、表示资本存量与从业人员，与前面的假设一致。假设外资部门的出口以一种可加性方式进行，且为连续变量，则生产函数（17）进一步变为： （18）式（18）中A表示技术进步率，被积函数中由于以对称的方式进入函数，因此，存在长期的一个
39、目标值，从而有： （19）将(19)代入（18），做进一步简化得： （20）为分析转型过程中资本积累的影响，设定资本积累方程为（此时只考虑国内经济）： （21）从而，技术、劳动力、出口同时出现在生产函数中，该生产函数有一个稳态，且技术、产出、资本、出口可以无限增长。假定不变弹性效用函数为：，从而有: （22） 约束条件为和以及，由汉密尔顿函数可得：，其中，、分别表示、的反映系数，由最大值原理可得： (23) (24)由哈罗德的假设，存在稳态的基本特征为：、以同样的速度增长，从而可得，稳态中有： （25）进一步推导得， （26）最后得到有关经济增长的表达式（26）。进一步假定FDI的流入带来的增
40、长取决于于各地区的劳动力状况、消费者不变消费效用弹性和时间偏好状况以及政府消费政策。为进一步分析出口贸易、FDI对经济增长的影响，对模型（20）作进一步的变化，建立内生经济增长模型如下：， （27）接着对外资出口部门及内资出口部门的出口进行加权，重新建立出口贸易方程： （28）其中， 、分别表示外资部门和内资部门出口的权重，结合上式，并进行对数变化后，得回归方程如下： （29）结合上式，并借鉴周靖祥、曹勤（2007） 他们对出口贸易结构的分析基于时间系列数据，发现国内产出、FDI流入规模均对出口贸易产生重要影响，并区分初级产品与工业制品出口贸易的差别，而本文建立的模型是区分外资企业出口、内资企
41、业出口对出口贸易规模的影响，并引入其中的相应解释变量。，考虑地区因素及政府财政政策的影响，并且为在实证检验过程中对生产函数中的A进行分解，对模型（29）进一步建立理论模型得： （30）其中，时间下标表示考察该变量在第t年的值，为政府消费。在此基础上，建立省区面板数据的经济增长收敛回归方程为： 大部分研究试图检验条件收敛假说的经验研究采用的是截面数据的多元线性回归（Jian、Sacks、and Warner，1996，王绍光、胡鞍钢，1999；林毅夫、刘培林；2003等），当然也有借助面板数据分析（蔡昉、，2000；蔡昉、王德文，都阳，2001，沈坤荣、马俊，2002；Dmurger etc，2
42、002）。 （31）在此做简单讨论，表示时间虚拟变量，用于控制在相同时间对所有地区都可能造成影响的暂时性冲击或者政策变化；三个变量依次为外资企业出口、内资企业出口及FDI流入占总产出的比重，用以判断对外经济开放带来的区域经济增长趋同影响。此处的表示收敛系数，但是如果，同样表明经济增长率与起始年份的人均产出水平负相关，从而确定存在收敛。四、FDI流入、出口贸易规模及经济增长的实证检验及结果解释1.变量定义、样本选择及数据来源本文研究针对中国大陆地区的31个省、自治区和直辖市，其中海南自1990年归入西部地区，重庆自1997年开始直辖算起，1990-1997年的数据来自重庆统计年鉴和四川统计年鉴的
43、修订结果；此外，还加入西藏自治区。选取1990年到2006年十七年的时间跨度的相关数据进行实证研究FDI流入、出口贸易及其对中国经济增长的影响。考虑各个省市之间的地区差异问题，因此本文在计量方法设定为Panel-Data模型，从横向（地区）与纵向（时间）两个方面进行研究，大的区域划分上遵循传统分析思路，设为东、中和西部三大地域。实证检验过程中涉及的相关变量如下：国内生产总值（），单位为亿元人民币，代表着各个地区的总产出，是地区宏观经济发展的总代表变量；初期人均GDP（），单位元；经济增长率（），GDP指数减1除以100，单位%；劳动力（），采用各地区的从业人员总数代表劳动力数量，单位为万人。资
44、本存量，对于物质资本存量通过资本形成方程进行估算，资本形成方程如下： （31）转化为存量变化即：，其中和是折旧率，为第t年的投资。对（31）式进行连续叠代，具体用公式表示如下： （32）为起始年份的资本存量（1990年），对的估计借鉴Hall和Jones（1999）及张军等（2004）的做法。例如，采用如下公式估计全国31个省市的公共资本存量： （33）为1990年资本存量，为1990年当年固定资产投资额，扣除外商直接投资，和分别为1990-2005年投资增长的几何平均数和折旧率，其中折旧率为9.8%。 在折旧率的选择上，以往研究选取标准不一致，假定折旧率为5%（Perkins，1998；胡永泰，1998；王小鲁，2000），假定6%的折旧率（Young， 2000；Hall and Jones，1999），龚六堂和谢丹阳(2004) 对全国各省都假定10%的折旧率；张军等（2004）计算1952 2000 年各年三类资本品比重的几何平均数和算术平均数，通过计算得到各省固定资本形成总额的经济折旧率是9.6%。本文在此通过3
