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一、引言
外商直接投资（Foreign Direct Investment, 以下简称FDI）对地区经济增长的影响一直是学界争论的热点。支持正效应的学者指出，FDI可以促进企业之间的技术转移并改善当地的就业状况。G. Lee（2002）对9个亚洲发展中国家的FDI、经济增长和私人储蓄进行实证分析，发现FDI对GDP的增长有显著的正影响，对国内储蓄的影响为正但不显著。然而，持负效应说的学者认为，长期来讲外商直接投资会挤出国内投资，最终阻碍当地经济发展。Edward F.Buffie（1993）提出，FDI对国内资产具有挤出效应，当它的强度达到足以降低总成本存量时，将会加剧失业问题。此外，进行外商直接投资的多为跨国企业，这种行为进一步导致了垄断，妨碍竞争市场的形成。
我国学者在这一问题上也有较为深入的研究。王新（1999）参考国外学者的研究方法运用动态经济增长模型，得出改革开放以来FDI的经济贡献率是跳跃性增长的，而且在不同地区影响程度也不尽相同。钟昌标（2000）以生产要素函数为理论基础，指出外资对GDP的贡献从东部沿海到中西部地区逐渐减弱，此外经济结构调整对FDI的分布影响也很显著。沈坤荣、耿强（2001）借助内生经济增长模型，把自变量按照劳动、资本和制度进行了分类，并针对三大经济区域不同特点提出相应的发展战略。本文参考他们的方法，以内生经济增长模型作为理论基础。
二、外商直接投资的经济效应
（一）经济环境因素分析
在研究FDI对我国经济增长的效应时，首先应考虑制度和经济环境因素，因为我国政府在吸引外资的政策措施上采取的是区域倾斜，重点突破和阶梯推进的战略：
1.点区域战略：1979——1980年我国首先批准福建、广东和四个经济特区实行吸引外国投资的优惠措施，例如对特区内企业实行税率优惠政策，提高企业的自主权，扩大地方政府在经济方面的管理权限。对特区财政、外汇收入实行“定额上交，增长全留”的政策，增强政策激励。
2.线区域战略：随后我国陆续开放沿海14个城市，进一步扩大对外经济活动的自主权。
3.面区域战略：1992年邓小平南方讲话之后，国家全面对外开放，并实行一系列的配套措施，比如各省会城市在对外开放项目上实行同优惠地区同等的待遇，并推行建立保税区，土地成片开发，土地使用权有偿转让等政策。
参考学者赵福厚《FDI区域差异及其经济增长效应》中1996-2002年三大经济区域人均国内生产总值和FDI的发展趋势，我们发现，虽然三大区域的人均GDP均逐年上升，但是只有东部地区的FDI稳步增加，中部地区FDI长期保持在50亿美元左右波动，西部地区的FDI主要集中在10-20亿美元左右，且总体水平很低。从中可以明显看出，FDI的区位分布差距。
（二）计量模型设定
我国的FDI区域分布有明显的差异，这一部分将基于此建立计量模型。首先，我们借助Arrow (1962)-Romer (1986) learning-by-doing 模型来检验外商直接投资对经济增长的影响。对于发展中国家，我们假定技术外溢主要通过外商直接投资的跨国公司实现而非本国的R&D。采用Cobb- Douglas形式得到单个工人的生产函数：
y =AK1-a(k)a , 0 其中，y、A、k、k、a分别代表单个工人的产出、经济环境（如制度与政策）、个人资本存量、个人得到的技术溢出资本存量，私人资本的产出弹性。本文参考沈坤荣、耿强（2001）的方法将其动态为总体产出函数：
Y =，0 其中：K= AK1-a(k)a，0 式中K 代表总体人力资本存量,为外资企业创造的多种不同中间产品的集合, 每一种中间产品用y( j)来表示，这一项反映了外商直接投资带来的技术溢出。方程两边取自然对数可得：
LnY = LnA+(1-a)LnK+aLnK, 0
LnY各地区年人均生产总值（以1995年为基数）的自然对数，反映经济增长的速度；
PFG各地区外商直接投资企业总产值（万美元）与当年该地区国民生产总值（亿元）的比例，该变量代表FDI在地区经济中的影响；
HCP人力资本存量，参考沈坤荣的方法，取各地区高校在校学生数与本地区年底总人数的比例来衡量各地人力资本存量；
DY制度变量，我们按照国家战略政策，分为三个等级，北京、天津、广东、福建、上海为3，东部沿海其他省份为2，中西部地区为1。
（三）回归结果分析
回归选取我国29个省1998-2003的数据，并以1995年为基年对GDP进行调整。其中，人均GDP、各省国内生产总值、高校在校学生数和年底总人数来源于中经网统计数据库，外商投资企业总产值来自于中国统计年鉴《实际利用外商直接和其他投资额 (按地区分)》。
我们的样本为平行面板数据，包含29个省1998-2003年的各项指标，并考虑使用固定效应模型，因为前文指出不同地区的FDI差异很大，但是每个省在时间序列上不存在显著差异。但首先需要对固定效应的显著性进行检验，检验的思路为：在省际差异不显著的原假设下，应该满足原假设：
H0:
使用F统计量来检验原假设是否成立：
～F(n-1,nT-n-K)
其中u表示不受约束的固定效应模型，r表示受约束的模型，即混合数据模型，使用stata得到F统计量为88.84，P值为0.0000，我们可以拒绝固定效应不显著的原假设。因此,应用固定效应模型比采用OLS对混合数据进行估计更好，其回归结果如下，括号中数值为标准差：
LnY=3.717+0.247PFG+27.604HCP
+1.0012PFG * HCP+0.152DY+ε
(0.0098)(0.204) (0.350) (24.383)
(0.028)
R-sq=0.8398 Ad R-sq=0.6329 F-statistic= 242.86
以上模型的拟合优度为0.8398，说明自变量解释了83.98%的经济增长的变动。较大的F值说明各个变量对LnY的影响显著，其中人力资本存量和制度变量对GDP增长速度的影响显著为正。在考虑PFG和HCP的影响时不能只看单个的回归系数，因为我们的计量模型中设置了交叉项，PFG和HCP的一阶差分为：
HCP； PFG
所以笔者根据每个省PFG和HCP的平均值计算出PFG和HCP的综合因子，分别表示了外商直接投资和国内人力资本的产出弹性。
外商直接投资（Foreign Direct Investment, 以下简称FDI）对地区经济增长的影响一直是学界争论的热点。支持正效应的学者指出，FDI可以促进企业之间的技术转移并改善当地的就业状况。G. Lee（2002）对9个亚洲发展中国家的FDI、经济增长和私人储蓄进行实证分析，发现FDI对GDP的增长有显著的正影响，对国内储蓄的影响为正但不显著。然而，持负效应说的学者认为，长期来讲外商直接投资会挤出国内投资，最终阻碍当地经济发展。Edward F.Buffie（1993）提出，FDI对国内资产具有挤出效应，当它的强度达到足以降低总成本存量时，将会加剧失业问题。此外，进行外商直接投资的多为跨国企业，这种行为进一步导致了垄断，妨碍竞争市场的形成。
我国学者在这一问题上也有较为深入的研究。王新（1999）参考国外学者的研究方法运用动态经济增长模型，得出改革开放以来FDI的经济贡献率是跳跃性增长的，而且在不同地区影响程度也不尽相同。钟昌标（2000）以生产要素函数为理论基础，指出外资对GDP的贡献从东部沿海到中西部地区逐渐减弱，此外经济结构调整对FDI的分布影响也很显著。沈坤荣、耿强（2001）借助内生经济增长模型，把自变量按照劳动、资本和制度进行了分类，并针对三大经济区域不同特点提出相应的发展战略。本文参考他们的方法，以内生经济增长模型作为理论基础。
二、外商直接投资的经济效应
（一）经济环境因素分析
在研究FDI对我国经济增长的效应时，首先应考虑制度和经济环境因素，因为我国政府在吸引外资的政策措施上采取的是区域倾斜，重点突破和阶梯推进的战略：
1.点区域战略：1979——1980年我国首先批准福建、广东和四个经济特区实行吸引外国投资的优惠措施，例如对特区内企业实行税率优惠政策，提高企业的自主权，扩大地方政府在经济方面的管理权限。对特区财政、外汇收入实行“定额上交，增长全留”的政策，增强政策激励。
2.线区域战略：随后我国陆续开放沿海14个城市，进一步扩大对外经济活动的自主权。
3.面区域战略：1992年邓小平南方讲话之后，国家全面对外开放，并实行一系列的配套措施，比如各省会城市在对外开放项目上实行同优惠地区同等的待遇，并推行建立保税区，土地成片开发，土地使用权有偿转让等政策。
参考学者赵福厚《FDI区域差异及其经济增长效应》中1996-2002年三大经济区域人均国内生产总值和FDI的发展趋势，我们发现，虽然三大区域的人均GDP均逐年上升，但是只有东部地区的FDI稳步增加，中部地区FDI长期保持在50亿美元左右波动，西部地区的FDI主要集中在10-20亿美元左右，且总体水平很低。从中可以明显看出，FDI的区位分布差距。
（二）计量模型设定
我国的FDI区域分布有明显的差异，这一部分将基于此建立计量模型。首先，我们借助Arrow (1962)-Romer (1986) learning-by-doing 模型来检验外商直接投资对经济增长的影响。对于发展中国家，我们假定技术外溢主要通过外商直接投资的跨国公司实现而非本国的R&D。采用Cobb- Douglas形式得到单个工人的生产函数：
y =AK1-a(k)a , 0
Y =，0
LnY = LnA+(1-a)LnK+aLnK, 0
LnY各地区年人均生产总值（以1995年为基数）的自然对数，反映经济增长的速度；
PFG各地区外商直接投资企业总产值（万美元）与当年该地区国民生产总值（亿元）的比例，该变量代表FDI在地区经济中的影响；
HCP人力资本存量，参考沈坤荣的方法，取各地区高校在校学生数与本地区年底总人数的比例来衡量各地人力资本存量；
DY制度变量，我们按照国家战略政策，分为三个等级，北京、天津、广东、福建、上海为3，东部沿海其他省份为2，中西部地区为1。
（三）回归结果分析
回归选取我国29个省1998-2003的数据，并以1995年为基年对GDP进行调整。其中，人均GDP、各省国内生产总值、高校在校学生数和年底总人数来源于中经网统计数据库，外商投资企业总产值来自于中国统计年鉴《实际利用外商直接和其他投资额 (按地区分)》。
我们的样本为平行面板数据，包含29个省1998-2003年的各项指标，并考虑使用固定效应模型，因为前文指出不同地区的FDI差异很大，但是每个省在时间序列上不存在显著差异。但首先需要对固定效应的显著性进行检验，检验的思路为：在省际差异不显著的原假设下，应该满足原假设：
H0:
使用F统计量来检验原假设是否成立：
～F(n-1,nT-n-K)
其中u表示不受约束的固定效应模型，r表示受约束的模型，即混合数据模型，使用stata得到F统计量为88.84，P值为0.0000，我们可以拒绝固定效应不显著的原假设。因此,应用固定效应模型比采用OLS对混合数据进行估计更好，其回归结果如下，括号中数值为标准差：
LnY=3.717+0.247PFG+27.604HCP
+1.0012PFG * HCP+0.152DY+ε
(0.0098)(0.204) (0.350) (24.383)
(0.028)
R-sq=0.8398 Ad R-sq=0.6329 F-statistic= 242.86
以上模型的拟合优度为0.8398，说明自变量解释了83.98%的经济增长的变动。较大的F值说明各个变量对LnY的影响显著，其中人力资本存量和制度变量对GDP增长速度的影响显著为正。在考虑PFG和HCP的影响时不能只看单个的回归系数，因为我们的计量模型中设置了交叉项，PFG和HCP的一阶差分为：
HCP； PFG
所以笔者根据每个省PFG和HCP的平均值计算出PFG和HCP的综合因子，分别表示了外商直接投资和国内人力资本的产出弹性。