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摘要：我國經濟的快速增長與外商直接投資（FDI）和技術創新有著密不可分的聯系。本文選用2005—2018年中國31個省份的面板數據，首先建立雙向固定效應模型和面板分位數回歸模型，探究外資的引入會對當地經濟發展產生怎樣的影響；然后建立中介效應模型，檢驗技術創新投入在FDI影響當地經濟發展過程中的傳導作用機制；最后建立交互效應模型，驗證在考慮整個經濟系統可能存在內生性的情況下，當地經濟增長是否會對外資的引入產生反向影響。結果表明：當地吸引外資會顯著改善其地區經濟發展狀況；技術創新投入具有一定的傳導作用；外商投資規模和經濟發展水平存在顯著的交互影響。在上述背景下，系統把握外商投資規模、技術創新和經濟發展水平三者之間的關系具有重大的現實意義。

關鍵詞：FDI；技術創新；經濟發展；面板分位數回歸；中介效應模型；面板聯立方程模型

本文的研究思路沒有考慮FDI與技術創新、技術創新與經濟發展之間的相互影響，在盡可能控制這兩種影響下，重點研究了FDI通過技術創新影響地區經濟發展的傳導機制和FDI與經濟增長的交互影響。

1指標與數據來源

本文選用經濟發展水平（EG）為被解釋變量，外商直接投資規模（AFDI）為核心解釋變量，技術創新投入（RD）為中介變量，政府支出（GOV）、信息化水平（INFO）、居民消費水平（EXP）、城鎮化率（URB）、產業結構（IS）、對外貿易規模（AFT）為控制變量。為了統一量綱，對總量型變量進行對數化處理，對比率型變量取其原始數據。本文所用數據主要來源于《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》。上述指標選取的方式經過整理見表1。

2計量模型的設定

2.1FDI推動我國經濟發展的模型

要識別FDI對經濟發展的影響需要處理兩類問題：一是反向因果問題；二是其他與FDI無關的因素帶來的影響。針對問題一，首先考察FDI是如何影響我國經濟發展的，模型設定如下：α0為常數項，ui代表一些不可觀測的因素，λt用來描述時間效應，εi,t為隨機誤差項。為了將2018年的數據加入面板模型，增大樣本量，同時反應出條件分布的全貌，對模型做如下轉換：其中ui，λt不隨分位數變化而變化，α1(τ)，α2(τ)隨分位數條件變化而變化。針對問題二，我們使用固定效應模型來控制地區文化等與FDI無關的、不隨時間發生變化的因素對我國經濟發展造成的影響，這緩解了遺漏變量的干擾，進一步減弱了模型中的內生性。

2.2中介效應模型

為了檢驗FDI通過技術創新影響我國經濟發展的傳導機制，本文在模型（1）基礎上，首先采用回歸系數逐步檢驗法檢驗所設定的中介效應是否顯著，再根據回歸模型的系數估計值測度中介效應的大小，所涉及到的具體模型如下：其中，ln_RD作為中介變量用來反映技術創新水平，系數α1，β1，γ1，γ2是分析問題二的主要觀察對象。若技術創新的中介效應顯著，必須同時滿足上述模型中的系數α1、β1和γ2顯著不為0。

2.3交互效應模型

為了解決經濟增長對FDI的反向影響引起的內生性問題，本文采用聯立方程模型和三階段最小二乘法來進行研究。為了驗證FDI與經濟增長可能存在的雙向內生關系，構建如下的經濟增長方程（6）和外商投資規模方程（7），具體模型設定如下：

3實證結果分析

3.1FDI對我國經濟發展的影響分析

本文采用雙向固定效應模型來研究FDI對經濟發展的影響。結果發現，在該模型中，實際利用外商投資額每提高一個百分點，我國實際人均GDP平均提高0.01個百分點。這說明在現階段，我國應繼續合理引入FDI，推進經濟發展的進程。從控制變量來看，政府支出和城鎮化率都通過顯著性檢驗且對地區經濟發展均有正向影響。其他控制變量則有顯著的負向作用。由于我國經濟發展極不平衡，接下來在上文基礎上建立面板分位數回歸模型進一步研究在不同經濟發展水平下，FDI對經濟發展的影響情況。結果見表2。回歸模型，通過觀察核心解釋變量的系數值可以發現，在每個分位點下，FDI對不同經濟發展水平的地區都具有顯著的促進作用。并且隨著分位數的增加，其回歸系數呈現出先升后降最后緩慢上升的過程，也就是說，對于經濟狀況中等偏上（50%分位點到90%分位點）的地區而言，外商投資的引入對于經濟發展水平（地區人均GDP）的促進作用有一個穩定上升的趨勢，因此如果一個地區本身發展較好，那么引進外資帶來的經濟促進作用就越強；而對于經濟狀況中等偏下的地區（10%分位點到50%分位點），實際利用外資額的增加對這部分地區兩端的經濟刺激作用要小于對其中間部分（30%分位點）的影響，看似最大受益者為30%分位點對應的樣本，其標準誤卻最大，這說明對于該分位點的回歸系數的估計較不準確。

3.2FDI推動經濟增長的中介傳導效應分析

本文根據所設定的模型，首先采用回歸系數逐步檢驗法來初步考察技術創新投入在外商直接投資推動經濟增長的過程中是否具有中介作用以及該作用的方向和大小。中介效應模型的回歸結果顯示，系數α1，β1，γ2均顯著為正，說明技術創新投入的中介效應存在，且表現為一種正向傳導作用，又因為γ1顯著為正，該效應為部分中介效應。也就是說，引入外資不僅對地區經濟增長有直接影響，還通過增加技術創新投入間接促進了各地區的經濟發展。根據中介效應的測度方法，總效應為α1=0.0650，直接效應為γ1=0.0212，間接效應為β1γ2=0.0438。上述結論充分反映出各省在發展經濟時借助對外投資和支持技術進步的重要性。3.3FDI與經濟發展的交互效應分析本文采用三階段最小二乘法來考察地區經濟發展和外商投資規模之間可能存在的雙向內生關系，并將OLS和2SLS的估計結果作為對比。估計結果顯示，FDI的估計系數為正且在5%的統計水平上顯著，這說明在考慮了經濟系統內生性的情況下，各省份引入外商投資顯著改善了當地的經濟狀況，實際利用外商投資額每增加1個百分點，當地的人均GDP平均增加0.0199個百分點。與前兩列的估計結果對比可知，如果不將外商直接投資和經濟發展放在一個經濟系統內部考慮，這種促進作用可能會被低估。由外商投資規模估計模型可知，經濟發展水平的估計系數為正且均在1%的統計水平上顯著，這表明當地經濟增長可以顯著的促進外商投資的增加，以3SLS法得到的估計系數為例，當地實際人均GDP每增加1個百分點，其實際利用外商投資額平均就會增加8.848個百分點。這也驗證了外商投資規模和經濟發展水平兩者之間的反向因果關系。總體而言，上述結果在一定程度上揭示了外商投資與經濟發展之間的內在規律，并指出了因投資擴大所形成的投入與消費將通過整個國民經濟的產業鏈帶動其他部分的投入擴大,進而對整個國民經濟發展形成倍加影響效應。反過來,伴隨著國民經濟發展,市場的對外開放力量也將逐漸增強,而外國投資規模也將實現突破性地擴大。

4結論與建議

本文利用2005-2018年我國31個省市的面板數據，通過建模分析得出以下結論：第一，FDI對經濟發展水平不同的地區影響不同，具體表現為都具有顯著的促進作用，但促進程度有所區別，地區發展的越好，那么引進外資帶來的經濟促進作用就越強；第二，引入外資不僅對地區經濟增長有直接影響，還通過增加技術創新投入間接促進了各地區的經濟發展；第三，外商投資規模和經濟發展水平兩者之間存在反向因果關系，引入外商投資可以改善當地的經濟狀況，當地經濟增長可以顯著促進外商投資的增加。根據上述結論，結合我國當前的發展痛點，我們提出以下建議：首先加大招商引資力度，大力推進外商直接投資。其次政府應提高對創新的研發投入，促進創新能力提升。針對經濟發展不同水平的地區制定不同側重點的外資引進策略。最后，應該優化貿易結構，積極拓展對外開放。采取多元化的外貿戰略，尋求更多的貿易伙伴和加強多邊貿易往來。

參考文獻

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作者：周 琦 單位： 安徽大學