江蘇大學財經(jīng)學院 唐玉軍 陶忠元

外商直接投資(FDI)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、區(qū)域收入差距的關(guān)系問題是多年來學者們關(guān)注的問題。Figlio和Bloigen以及Basu和Guariglia研究表明外商直接投資顯著擴大了收入差距。范言慧和段軍山(2004)運用回歸分析和因果分析等方法，考察了FDI對地區(qū)收入差距的影響，認為外商投資分布失衡是我國城鎮(zhèn)居民收入差距拉大的原因之一。陳超、姚利民(2007)研究結(jié)果指出長三角地區(qū)外商直接投資對制造業(yè)收入差距起到了縮小作用，而外貿(mào)則起著拉大收入差距的作用。趙曉霞、李金昌(2009)研究結(jié)果表明，外商直接投資、貿(mào)易開放都對城鄉(xiāng)居民收入產(chǎn)生顯著影響，外商直接投資和貿(mào)易開放均會導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

綜上所述，國內(nèi)外現(xiàn)有研究中關(guān)于外商直接投資與居民收入差距關(guān)系的觀點并不統(tǒng)一，有鑒于此，本文從實證角度研究外資利用程度與江蘇省居民收入差距的關(guān)系不失為一次有益的探索。

1 FDI影響收入差距的機理分析

1.1 FDI通過對投資區(qū)域的選擇影響居民收入差距

外商在我國投資主要是看好中國龐大的市場和廉價的勞動力，實現(xiàn)利潤最大化是其最根本的動機。由于其逐利性，外商投資必然會有區(qū)位方面的選擇。外資資本本身的逐利性使得其在投資區(qū)位選擇時會選擇較發(fā)達的城市進行投資，由此導(dǎo)致區(qū)域間居民收入分配差距的擴大。區(qū)域性分布不均衡對區(qū)域間收入分配差異產(chǎn)生顯著性影響的原因在于FDI不僅直接影響其投資項目所吸納的就業(yè)者的收入，而且對其所在區(qū)域的非直接吸納的勞動者收入產(chǎn)生間接影響。

1.2 FDI通過拉動貿(mào)易影響居民收入差距

根據(jù)雷布津斯基定理，直接投資流入某行業(yè)會使其他行業(yè)的要素向本行業(yè)匯集，增加本行業(yè)的出口量。并且，根據(jù)小島清(Kyoshi Kojima)模型，F(xiàn)DI不單是資本的流動，也包括技術(shù)、經(jīng)營管理技巧等的轉(zhuǎn)移，F(xiàn)DI可以在投資母國與東道國之間創(chuàng)造出新的貿(mào)易機會，擴大兩者之間貿(mào)易的規(guī)模。又根據(jù)國際貿(mào)易的收入分配效應(yīng)，一個國家的富裕要素所有者將從貿(mào)易中獲利，而稀缺要素所有者將因貿(mào)易而受損。發(fā)展中國家主要出口勞動密集型產(chǎn)品，進口技術(shù)、資金密集型產(chǎn)品，這樣就會提升非技術(shù)工人的工資而降低技術(shù)工人的工資，縮小收入差距。

1.3 FDI通過影響就業(yè)結(jié)構(gòu)來影響居民收入差距

由于我國勞動力的市場價格優(yōu)勢，F(xiàn)DI進入的行業(yè)也主要集中于勞動密集型行業(yè)，大多使用熟練勞動力。從制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈來看，F(xiàn)DI主要利用勞動力的市場價格優(yōu)勢進入低端制造業(yè)，吸納勞動力的規(guī)模較大，這就直接或間接地促進了農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，提升了城鎮(zhèn)低技能勞動者和農(nóng)村居民的收入水平，從而在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)居民間的收入差距。另外，外商投資企業(yè)的最終產(chǎn)品的銷售情況也會影響東道國的需求結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，進而影響東道國居民收入分配狀況，從而對居民收入差距造成一定程度的影響。

2 模型的建立、變量選擇和實證分析

2.1 模型建立和變量選擇

本文采用向量自回歸模型(Vector Auto Regression，VAR)和向量誤差修正模型(Vector Error Correction Model，VECM)來分析外商直接投資對居民收入差距的影響。考慮到FDI影響居民收入差距的作用機理，以及影響居民收入分配的一些重要因素，本文選用江蘇省總體基尼系數(shù)(GINI)作為衡量居民收入差距的被解釋變量，選取江蘇省外資利用程度(KF)、外資貿(mào)易效應(yīng)(TRA)、外資就業(yè)結(jié)構(gòu)(EMP)以及代表地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的控制變量人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)作為解釋變量。

本文選擇江蘇省1988～2011年的時間序列數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源均來自歷年《江蘇省統(tǒng)計年鑒》和江蘇省統(tǒng)計局官方網(wǎng)站(http://www.jssb.gov.cn/)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。具體變量解釋如下：

(1)居民收入差距(GINI)。本文采用江蘇省總體基尼系數(shù)作為衡量居民收入差距的被解釋變量，基尼系數(shù)的計算采用Sundrum(1990)在《欠發(fā)達國家的收入分配問題》一書中提出的計算方法。

(2)外資利用程度(KF)。外資利用程度采用外資固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資額的比率來表示，該指標用來衡量FDI的利用程度。

(3)外資貿(mào)易效應(yīng)(TRA)。本文選取外商投資企業(yè)貿(mào)易進出口額占江蘇省外貿(mào)進出口總額的比重來衡量外資的貿(mào)易效應(yīng)。

(4)外資就業(yè)結(jié)構(gòu)(EMP)。本文以江蘇省1988～2011年間外資企業(yè)就業(yè)人數(shù)占全省就業(yè)人數(shù)的比重來表示外資就業(yè)結(jié)構(gòu)，該指標反映了FDI對江蘇省帶來的就業(yè)效應(yīng)。

(5)經(jīng)濟發(fā)展水平(PGDP)。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平用真實人均GDP來表示，PGDP=人均GDP/人均GDP縮減指數(shù)。由于江蘇省統(tǒng)計局并未公布人均GDP縮減指數(shù)，我們采用如下公式進行換算，即計算公式為：

根據(jù)上述測算得到各組數(shù)據(jù)如表1所示：

表1 居民收入差距與各影響因素數(shù)據(jù)分析計算表

2.2 單位根檢驗

在進行協(xié)整方程估計和Granger因果檢驗之前，需要對模型中的各個變量進行單位根檢驗。本文采用 ADF法檢驗變量的平穩(wěn)性，應(yīng)用Eviews6.0得出的具體檢驗結(jié)果見表2。

表2 ADF檢驗結(jié)果

單位根檢驗結(jié)果顯示，除經(jīng)濟發(fā)展水平(LNPGDP)的原序列為平穩(wěn)序列，其他變量的原序列都是非平穩(wěn)序列，一階差分后是平穩(wěn)序列，即為一階單整I(1)序列。因此，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，需要通過協(xié)整檢驗來驗證變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.3 協(xié)整檢驗分析

由上述單位根檢驗結(jié)果可知，被解釋變量居民收入差距(LNGINI)與解釋變量外資利用程度(LNKF)、外資貿(mào)易效應(yīng)(LNTRA)、外資就業(yè)結(jié)構(gòu)(LNEMP)符合展開協(xié)整檢驗的前提條件。本文采用Johansen(1995)多變量系統(tǒng)極大似然估計法對多變量時間序列進行協(xié)整檢驗。

表3 基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

根據(jù)表3中的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果得到的跡統(tǒng)計量，在5%的顯著水平下，變量LNGINI、LNKF、LNTRA、LNEMP之間存在三個協(xié)整關(guān)系。本文選擇只存在一個協(xié)整方程的情況下估計出的標準化的協(xié)整方程為：

其中，括號內(nèi)的數(shù)字表示相應(yīng)回歸系數(shù)的 檢驗值，協(xié)整方程的LR的統(tǒng)計量為82.00326。協(xié)整方程表明LNKF、LNTRA、LNEMP 和LNGINI之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從長期來看，江蘇省的居民收入差距(LNGINI)與外資貿(mào)易效應(yīng)(LNTRA)呈正相關(guān)，與外資利用程度(LNFDI)、外資就業(yè)結(jié)構(gòu)(LNEMP)呈負相關(guān)。由此我們可以認為，外資引進用于固定資產(chǎn)投資領(lǐng)域以及外資帶動的就業(yè)效應(yīng)有利于縮小江蘇省居民收入差距，外資拉動的貿(mào)易作用擴大了江蘇省居民收入差距。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

本文利用Granger因果關(guān)系檢驗方法來分析上述各個變量之間的因果關(guān)系。其中，滯后階數(shù)已由VAR模型中AIC和SC信息準則確定為3階。用 Eviews6.0軟件得到的檢驗結(jié)果，如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果(滯后階數(shù)p=3)

表4的格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，影響居民收入差距的幾個變量中，在5%的顯著水平下，外資利用程度(LNKF)、外資貿(mào)易效應(yīng)(LNTRA)和外資就業(yè)結(jié)構(gòu)(LNURB)均不是居民收入差距(LNGINI)的Granger原因，但分別有34.55%、77.5%、69.39%的概率作用于居民收入差距。

3 主要結(jié)論及啟示

3.1 主要結(jié)論

實證分析結(jié)果表明：江蘇省外資利用程度與居民收入差距負相關(guān)，也就是說有利于縮小居民收入差距，這與理論分析不一致，原因在于長期以來我國外資政策對于固定資產(chǎn)投資領(lǐng)域有很多限制。從宏觀上看，投資是拉動經(jīng)濟增長的主要因素，無論何種資金投資到固定資產(chǎn)領(lǐng)域，都有利于促進地區(qū)生產(chǎn)總值的提高，進而縮小居民收入差距。

江蘇省外資貿(mào)易效應(yīng)與居民收入差距正相關(guān)，這就是說，貿(mào)易開放度在一定程度上拉大了居民之間的收入差距。究其原因，主要是因為外資投資于江蘇省的國際貿(mào)易對象相對比較集中，國際貿(mào)易的增加主要帶動了城鎮(zhèn)經(jīng)濟的發(fā)展，這就從客觀上拉大了居民收入差距。

江蘇省外資就業(yè)結(jié)構(gòu)與居民收入差距負相關(guān)，這與現(xiàn)有理論研究結(jié)果相反，原因在于外資在江蘇省主要投向制造業(yè)，而制造業(yè)需要大量的非熟練勞動力，非熟練勞動力又主要來自于農(nóng)村，這就在一定程度上提高了農(nóng)村居民的收入水平，從而有利于縮小居民收入差距。

3.2 啟示

(1)應(yīng)繼續(xù)加大對蘇中、蘇北地區(qū)的招商引資力度。政府應(yīng)當加大蘇中蘇北地區(qū)吸引外資的力度，在政策上給予蘇中蘇北地區(qū)更多優(yōu)惠。此外，還應(yīng)不斷改善蘇中蘇北地區(qū)投資的環(huán)境，提高單位資本的投入的總體回報率。

(2)促進外商直接投資的產(chǎn)業(yè)布局合理化。政府要加強外資引入的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向，加大服務(wù)業(yè)、農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的對外開放，把利用外資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級結(jié)合起來，帶動滯后產(chǎn)業(yè)或比較滯后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。

(3)加強地方稅務(wù)的杠桿調(diào)節(jié)。應(yīng)在借鑒國外經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，結(jié)合地方稅制的特點和我國國情，允許地方政府根據(jù)本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的實際調(diào)整稅種設(shè)置和稅率，科學運用稅收手段吸引外資，而不再單純片面強調(diào)稅收優(yōu)惠。

[1]范言慧,段軍山.外商直接投資與中國居民的收入分配[J].財經(jīng)科學,2004(4).

[2]陳超,姚利民.FDI長三角制造業(yè)收入差距影響的實證分析[J].國際貿(mào)易問題,2007(8).

[3]趙曉霞,李金昌.對外貿(mào)易、FDI與城鄉(xiāng)居民收入及差距:基于省際面板數(shù)據(jù)的協(xié)整研究[J].中國人口科學,2009(2).

[4]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EViews應(yīng)用[M].北京:中國人民大學出版社,2008.

[5]陳宗勝.關(guān)于總體基尼系數(shù)估算方法的一個建議：對李實研究院《答復(fù)》的再評論[J].經(jīng)濟研究,2002(5).