劉降斌，蹇　歡，蔡勉希

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，黑龍江 哈爾濱　150028)

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外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析
——基于東北三省面板數(shù)據(jù)分析

劉降斌，蹇歡，蔡勉希

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，黑龍江 哈爾濱150028)

摘要：基于我國東北三省2002-2012年的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建一個以勞動力、內(nèi)資和外資為要素的生產(chǎn)模型，在混合回歸、固定效應(yīng)估計和隨機(jī)效應(yīng)估計的基礎(chǔ)上，運(yùn)用豪斯曼檢驗選擇了最適合的固定效應(yīng)估計方法。其研究結(jié)果表明：這三要素雖然沒有對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是它們的彈性都大于0小于1；同時這三要素對東北三省經(jīng)濟(jì)增長的固定效應(yīng)存在明顯的差異。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長；面板數(shù)據(jù)

改革開放以來，我國實施了許多吸引外商投資的優(yōu)惠政策，外商在華的直接投資迅速增長，外商直接投資也成為推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，我國成為了世界上吸收外商直接投資規(guī)模最大的國家之一。外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也成為眾多學(xué)者研究的熱點(diǎn)。黨的十八大提出了創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)驅(qū)動發(fā)展方式，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，進(jìn)一步提高對外開放的程度。而提高對外開放的程度一個重要方面就是加大引進(jìn)外資的力度，提高外資的利用水平，因此我們更加有必要研究外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。2012年，東北三省吸收外商直接投資總額為323.4億美元，而遼寧省吸收外商直接投資為267.9億美元，約占整個東三省吸收外商投資總額的82.84%；同時期全國的外商直接投資總額為1117.16億美元，東北三省約占全國外商直接投資總額的28.95%，在全國外商直接投資總額中占有較大的份額。[1]2003年，國務(wù)院常務(wù)會議提出了振興東北老工業(yè)基地的戰(zhàn)略；隨后在2009年8月國務(wù)院正式批復(fù)《中國圖們江區(qū)域合作開發(fā)規(guī)劃綱要——以長吉圖為開發(fā)開放先導(dǎo)區(qū)》；2012年，國家發(fā)改委印發(fā)了《中國東北地區(qū)面向東北亞區(qū)域開放規(guī)劃綱要》，而這些政策都凸顯了東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)——開發(fā)開放，因此研究東北地區(qū)外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展之間的關(guān)系，有助于進(jìn)一步認(rèn)清外商直接投資的作用，提高外資的利用水平，對今后在利用外資政策的制定上也會提供有益的借鑒。

一文獻(xiàn)綜述

國外的許多學(xué)者一直把外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題作為研究的重要內(nèi)容之一。關(guān)于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，許多學(xué)者都進(jìn)行了定性和定量分析，所得出的結(jié)論也不盡相同。De Gregorio(1992)[2]在對12個拉美國家36年數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)了不但外商直接投資和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展正相關(guān)，而且外商直接投資比國內(nèi)投資的生產(chǎn)效率要高。De Mello(1999)[3]通過利用經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國家和非經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織國的1970-1990年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了外商直接投資彌補(bǔ)了東道國資本的不足，促進(jìn)了東道國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Agosin和Mayer(2000)[4]利用亞非拉39個國家1970-1996的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)了外商直接投資對亞洲國家擠入效應(yīng)顯著，而對拉美國家擠出效應(yīng)顯著，但是對非洲國家卻沒有顯著的效應(yīng)。Corg和Greenaway(2004)[5]認(rèn)為外商直接投資是通過競爭效應(yīng)、人員的流動、示范效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)這4種途徑實現(xiàn)了對技術(shù)的溢出效應(yīng)。Girma(2005)[6]運(yùn)用門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)外商直接投資在推動經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中，人力資本必須要超過最低門檻的限制，這樣才能使得外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)得以實現(xiàn)。Ndikumana和Verick(2008)[7]在對非洲38個國家1970-2005年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對東道國的私人資本投資會產(chǎn)生擠入效應(yīng)。Halo和Long(2011)[8]在分析中國企業(yè)層面的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)了外商直接投資對內(nèi)資企業(yè)的溢出效應(yīng)并不是持續(xù)性的。

國內(nèi)的學(xué)者也對外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)行了大量的研究。沈坤榮和耿強(qiáng)(2001)[9]對我國1987-1998年省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證分析，指出外國直接投資會促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。武健(2002)[10]認(rèn)為外商直接投資雖然會對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)作用，但是在不同區(qū)域之間促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的增長率卻會存在明顯的差異。王志鵬(2003)[11]通過對外商直接投資考慮滯后期，在對外商直接投資和社會總投資進(jìn)行回歸分析的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)外商直接投資在東部地區(qū)擠出效應(yīng)明顯，在中部地區(qū)擠入效應(yīng)明顯，在西部地區(qū)不顯著。姚樹潔(2006)[12]認(rèn)為外商直接投資通過減少了國內(nèi)生產(chǎn)的非效率，提高了生產(chǎn)的技術(shù)效應(yīng)和促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步這兩種途徑促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。郭志儀和楊曦(2008)[13]通過利用1990-2004年的省際數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資在各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用存在明顯的差異。曹裕(2008)[14]通過利用時間序列發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)外商直接投資還沒有和地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長形成一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。楊堅和常遠(yuǎn)(2011)[15]通過利用中部地區(qū)1995-2008年的省際面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)雖然外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長有拉動作用，但這種拉動作用小且遠(yuǎn)小于內(nèi)資對經(jīng)濟(jì)的拉動作用。何興強(qiáng)(2014)[16]通過門檻回歸分析，發(fā)現(xiàn)外商直接投資通過技術(shù)溢出效應(yīng)會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但溢出效應(yīng)受到吸收能力門檻的制約。

綜合以上國內(nèi)外的研究文獻(xiàn)，在關(guān)于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的關(guān)系上我們可以歸納為三種：第一，外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長存在著“擠入效應(yīng)”，即會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；第二，外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)展存在著“擠出效應(yīng)”，即不會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；第三，外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系不顯著，即二者之間的相互關(guān)系不明顯。而東北三省外商直接投資和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展之間會有著怎樣的關(guān)系呢？這將會是一個有趣的問題。

二模型選擇及變量說明

1.模型的選擇。

本文利用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建一個內(nèi)資、外資和勞動力三要素的生產(chǎn)模型：

lngdpit=α0+α1ilnfdiit+α2ilnfiit+α3ilnpeit+μit

(1)

在模型(1)中，對各個變量做了對數(shù)化處理，gdp表示地區(qū)總產(chǎn)出，fdi表示外商直接投資，fi表示固定資產(chǎn)投資， pe表示勞動力的總投入，α0表示截距項，其中i和t分別表示地區(qū)和時期，μit表示隨機(jī)擾動項。由于第一產(chǎn)業(yè)對fdi的利用數(shù)量較少，本文中的各變量都是扣除了第一產(chǎn)業(yè)后作為研究對象。

2.變量的說明和數(shù)據(jù)來源。

本文采用東北三省各個省份的省內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)作為被解釋變量。gdp為地區(qū)總產(chǎn)出，單位為億元，因為fdi對第一產(chǎn)業(yè)的影響較小，本文中的gdp是扣除了第一產(chǎn)業(yè)之后的gdp，同時，為了消除通貨膨脹的影響，本文中的gpd是利用消費(fèi)者物價指數(shù)消除通貨膨脹因素后的實際gdp。

本文選用外商直接投資(fdi)作為被解釋變量，同時選用固定資產(chǎn)投資總額(fi)和勞動力的投入人數(shù)(pe)作為控制變量。fdi是外商直接投資總額，單位為億元，是扣除了第一產(chǎn)業(yè)后，利用歷年人民幣對美元的年實際平均匯率進(jìn)行換算，并且利用了消費(fèi)者物價指數(shù)消除通貨膨脹因素后的fdi。fi是固定資產(chǎn)投資總額，也就是國內(nèi)投資總額，單位為億元，它是在扣除了第一產(chǎn)業(yè)中投入的fi后，利用固定資產(chǎn)投資額價格指數(shù)消除物價因素后的fi。pe為勞動力的投入人數(shù)，單位為萬人，它是扣除第一產(chǎn)業(yè)中勞動力投入人數(shù)后的第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的加總。以上數(shù)據(jù)出自黑龍江、吉林、遼寧的統(tǒng)計年鑒和中國金融統(tǒng)計年鑒并經(jīng)整理后獲得。本文采用stata 12.0行計量分析。

三計量分析

1.估計模型的選擇。

雖然面板數(shù)據(jù)不僅從截面因素進(jìn)行了考量，而且也從時間序列的因素進(jìn)行了考量，因此對模型選擇不同的估計模型可能會對模型中的參數(shù)產(chǎn)生較大的偏差，因此要對模型所有參數(shù)在樣本的截面點(diǎn)和時間點(diǎn)是否為相同常數(shù)進(jìn)行檢驗。面板數(shù)據(jù)模型的選擇通常有三種形式：第一是混合估計模型。在時間序列上，不同的個體之間不存在顯著性的差異；從橫截面這個層面上來看，不同個體之間也不具有顯著性的差異，那么就可將面板數(shù)據(jù)混合在一起用普通最小二乘法進(jìn)行估計。第二是固定效應(yīng)模型。如果隨機(jī)擾動項與某個解釋變量相關(guān)，就利用固定效應(yīng)模型。第三是隨機(jī)效應(yīng)模型。如果隨機(jī)擾動項與所有的解釋變量均不相關(guān)，就使用隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先對模型(1)中分別進(jìn)行混合回歸、固定效應(yīng)估計和隨機(jī)效應(yīng)估計，結(jié)果如下表所示。

表1　三種估計方式的結(jié)果

注：①***、**分別是在1%和5%的置信水平下顯著。②括號內(nèi)的數(shù)字表示估計標(biāo)準(zhǔn)誤差。③F表示擬合優(yōu)度，表示模型的整體有效性。

(1)混合估計模型和固定效應(yīng)估計模型的選擇。

就混合估計模型來看，是否有必要建立個體估計模型，我們可以通過模型的F檢驗來完成。

為此，我們做出如下的假設(shè)：

H0：對于不同的橫截面模型的截F0.01距項相同，即構(gòu)建混合回歸模型(SSEr)。

H1：對于不同的橫截面模型的截距項不同，即構(gòu)建固定效應(yīng)模型(SSEu)。

我們定義F統(tǒng)計量為：

F=[(SSEr—SSEu)/(N—1)]/[SSEu/N*T—N—K]] (2)

其中，SSEr為混合回歸模型的殘差平方和，而SSEu為固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和，N為面板數(shù)據(jù)中個體的個數(shù)，T為時間的期數(shù)，K為面板數(shù)據(jù)中解釋變量的個數(shù)，在給定確定的顯著性水平α?xí)r，F(xiàn)服從自由度為(N—1，N*T—N—K)的F分布。如果FF0.01(N—1，N*T—N—K)=6.60,所以拒絕原假設(shè)，即選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

(2)固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇。

對于固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型該如何選擇時，我們通常采用豪斯曼檢驗，關(guān)于豪斯曼檢驗的假設(shè)為：

H0：隨機(jī)擾動項和解釋變量無關(guān)(隨機(jī)效應(yīng)模型)

H1：隨機(jī)擾動項和解釋變量相關(guān)(固定效應(yīng)模型)

通過stata得到了豪斯曼檢驗的結(jié)果如下。

表2　豪斯曼檢驗結(jié)果

由豪斯曼檢驗的結(jié)果我們可以看出，P值為0.0000，所以強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)H0：隨機(jī)擾動項和解釋變量無關(guān)(隨機(jī)效應(yīng)模型)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。

2.模型回歸結(jié)果及解釋。

利用stata 12.0對模型(1)進(jìn)行固定效應(yīng)的回歸，估計結(jié)果如下。

表3　固定效應(yīng)估計結(jié)果

其中：組內(nèi)、組間、總體的擬合優(yōu)度分別為0.9904、0.9520、0.9689，F(xiàn)值為53.22，其概率值為0.0000

從以上解釋結(jié)果，不論是從組內(nèi)、組間還是總體的擬合優(yōu)度上來看，模型的擬合優(yōu)度都很高，同時我們可以看出，每個變量在概率為0.05條件下都是顯著的，從方程的F值來看，模型整體上是顯著的。同時，三個省的固定效應(yīng)的值都不相同。

fdi的回歸系數(shù)為0.1048，同時通過了概率為0.05的顯著性檢驗，可見fdi對東北三省的經(jīng)濟(jì)增長起到了正的促進(jìn)作用。用邊際的概念，我們可以這樣解釋：即每多投入1單位fdi，東北三省的經(jīng)濟(jì)就會增長0.1048，彈性系數(shù)不高。雖然fdi并沒有對經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是對經(jīng)濟(jì)增長的配置效率卻很低。筆者認(rèn)為，fdi在東北地區(qū)對第一產(chǎn)業(yè)的投入很少，這與東北地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)的社會現(xiàn)實有一定的沖突；雖然東北地區(qū)一直在加大對fdi的引進(jìn)力度，但是卻忽視了對fdi的利用質(zhì)量，導(dǎo)致fdi對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)并不顯著，fdi對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用并不是靠先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗來實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的優(yōu)質(zhì)增長，而是充分利用中國的“人口紅利”，通過轉(zhuǎn)移一些低端的制造業(yè)和一些低端的勞動密集型行業(yè)來實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的增長，這樣就會造成fdi雖然促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，但是在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效率方面卻十分低下。

fi的回歸系數(shù)為0.4364，同時也通過了概率為0.05的顯著性檢驗，可見fi也對東北三省的經(jīng)濟(jì)增長起到了正的促進(jìn)作用。用邊際的概念，我們可以這樣解釋：即每多投入1單位fi，東北三省的經(jīng)濟(jì)就會增長0.4364，彈性系數(shù)較fdi高但是也比較低。fi對經(jīng)濟(jì)的增長雖然沒有產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是對經(jīng)濟(jì)增長的配置效率較低。筆者認(rèn)為，首先與中國實行的宏觀經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)，中國最近十年以來，一直實行寬松的貨幣政策，導(dǎo)致廣義貨幣M2一路走高，加上2007年的金融危機(jī)后，政府為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，加大了投資力度，這樣勢必造成產(chǎn)能過剩，導(dǎo)致低水平重復(fù)建設(shè)的現(xiàn)象屢出不斷，就會造成固定資產(chǎn)投資的配置效率低下；同時我國固定資產(chǎn)投資體制不健全，對固定資產(chǎn)投資主體不能明確確定，對固定資產(chǎn)投資的項目缺少有效的監(jiān)督，地方政府官員為了追求自身的政績，盲目的加大對固定資產(chǎn)投資，這些原因必然會造成固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的配置效率低下。

pe的回歸系數(shù)為0.4790，同時也通過了概率為0.05的顯著性檢驗，可見pe對東北三省的經(jīng)濟(jì)增長起到了正的促進(jìn)作用。用邊際的概念，我們可以這樣理解：即每多投入1單位勞動力，東北三省的經(jīng)濟(jì)就會增長0.4790，彈性系數(shù)是三者中最大的但仍然比較低。雖然pe沒有對經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但是對經(jīng)濟(jì)的增長配置效率卻比較低。筆者認(rèn)為，東北三省的高等教育并不是十分發(fā)達(dá)，教育對經(jīng)濟(jì)的推動作用還沒有凸顯；東北三省人才外流現(xiàn)象比較嚴(yán)重，特別是高精尖類的人才很多都流入了南方比較發(fā)達(dá)的城市；東北三省地理位置的區(qū)位優(yōu)勢并不顯著，導(dǎo)致對優(yōu)秀人才的吸引力并不夠；東北地區(qū)城市化的進(jìn)程比較緩慢，導(dǎo)致了農(nóng)村富余的勞動力不能有效地向城市轉(zhuǎn)移，這些原因?qū)е铝藮|北三省勞動力對經(jīng)濟(jì)的推動作用效率低下。

四結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建一個外資、內(nèi)資和勞動力三要素為投入量對數(shù)化的投入產(chǎn)出模型，利用了2002-2012年東北三省在扣除第一產(chǎn)業(yè)后的面板數(shù)據(jù)，在進(jìn)行實證分析的基礎(chǔ)上，我們得到了外商直接投資對東北三省的經(jīng)濟(jì)增長起到了正的推動作用，但是它對經(jīng)濟(jì)增長的邊際產(chǎn)出卻十分低，即對經(jīng)濟(jì)增長的配置效率低下。同時，固定資產(chǎn)投資和勞動力都對經(jīng)濟(jì)的增長起到了正的促進(jìn)作用，但是對經(jīng)濟(jì)增長的配置效率卻十分低。

筆者認(rèn)為，東北地區(qū)不僅要加大引進(jìn)外資的力度，同時更應(yīng)該重視外商直接投資的效率和質(zhì)量，要避免將外商直接投資引進(jìn)到那種高能耗、高污染和重復(fù)建設(shè)的項目，要逐步將外商直接投資引進(jìn)到那些高新技術(shù)行業(yè)，利用外國先進(jìn)的技術(shù)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級；同時要盡可能地將外商直接投資引入到那些投入周期長、收益見效慢的行業(yè)，以彌補(bǔ)國內(nèi)資本不愿投入這一行業(yè)資金不足的問題。另外要重視內(nèi)資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，完善固定資產(chǎn)投資規(guī)范性法律文件的建設(shè)，提高固定資產(chǎn)的投資效率；重視人才在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，一方面要加大對高等教育的投入力度，加強(qiáng)人才的培養(yǎng)，同時積極引進(jìn)人才。只有內(nèi)資、外資和人才的共同作用，才能更好地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.2012中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2012.

[2]De Gregorio J.Economic Growth in Latin American[J].Journal of Development Economics,1992(39):59-83.

[3]Lr De Mello Jr.Foreign Driect Invest Led Growth:Evidence from Time Series and panel Data[J].Oxford Economic papers,1999,51(1):133-151.

[4]Agosin,M.R.& Mayer R.“Foreign Investment in Developing Countries:does itCrowd in Domestic Investment.”[J].UNCTAD Discussion papers,2000:146.

[5]Gorg,H. and Greenaway,D.“Much ado about Nothing? Do Domestic Firms Really Benefit from Foreign Direct Investment?”[J].World Bank Research Observer,2004,19(1):171-197.

[6]Girma,S.“Absorptive Capacity and Productivity Spillovers from FDI:A Tbreshold Regression Analysis.”[J].Oxford Bulletin of Economics and statistics,2005,67(5):218-306.

[7]Leonce,Ndikumana & sher,Verick.The Linkages between FDI and Domestic Investment :untravelling the Developmental Impact of Foreign Investment in Sub Saharan Africa[J].IZA working paper,2008:3296.

[8] Hale and Long,“Aer there productivity spillovers from foreign direct in China?”[J].Pacific Economic Review,vol.16,no.2,(May 2011):135-153.

[9]沈坤榮,耿強(qiáng).外國直接投資、技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長——中國數(shù)據(jù)的計量檢驗與實證分析[J].中國社會科學(xué),2001(05):82-94.

[10]武劍.外國直接投資的區(qū)域分布及其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2002(04):27-35.

[11]王志鵬,李子奈.外資對中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率的影響研究[J].管理世界,2003(04):17-25.

[12]姚樹潔,馮根福,韋開蕾.外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006(12):35-46.

[13]郭志儀,楊曦.外商直接投資對中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制的差異——1990-2004年地區(qū)數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,2008(01):75-86

[14]曹裕,師明,謝良.中部地區(qū)FDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析[J].統(tǒng)計與決策,2008(16):103-105.

[15]楊堅,常遠(yuǎn).外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長——基于我國中部地區(qū)的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題,2011(06):19-22.

[16]何興強(qiáng),歐燕,史衛(wèi),劉陽.FDI技術(shù)溢出與中國吸收能力門檻研究[J].世界經(jīng)濟(jì),2014(10):52-76.

Class No.:F061.5Document Mark：A

(責(zé)任編輯：鄭英玲)

馬云纏，碩士，安徽財經(jīng)大學(xué)。研究方向：國際貿(mào)易學(xué)。

袁宏俊，副教授，碩士生導(dǎo)師，安徽財經(jīng)大學(xué)。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

On Relationship Between Regional Economic Growth and Foreign Direct Investment

Liu Xiangbin,Jian Huan,Cai Mianxi

(School of Economics and Finance, Harbin University of Commerce, Harbin, Heilongjiang 150028，China)

Abstract：Based on the three provinces in northeast China from 2002 to 2012 panel data, we established a production model with the factors of labor, domestic and foreign capital . With the mixed regression and the fixed effects and the random effects estimate, we find out the most suitable method for estimating fixed effects on the basis of Hausman Test . The results showed that although there is no "crowding out" in the regional economic growth, but their elasticity is more than 0 and at the same time less than 1; The three production factors have different impact on the regional economic growth of the three provinces in northeast China.

Key words：foreign direct investment; economic growth; panel data

作者簡介：吳慶鵬，碩士，安徽財經(jīng)大學(xué)。研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

中圖分類號：F061.5

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672-6758(2015)12-0061-4

基金項目：教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃 (編號：10YJA790115)；黑龍江省哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃重點(diǎn)項目(編號：13A001)；黑龍江省哲學(xué)社會科學(xué)研究規(guī)劃項目(編號：13B024)；黑龍江省經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展重點(diǎn)研究課題(編號：15118)；哈爾濱商業(yè)大學(xué)博士科研啟動項目(編號：13DW019)；2015年哈爾濱商業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新科研項目(編號：YJSCX2015-368HSD)。