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FDI视角下人力资本对经济增长的影响
FDI视角下人力资本对经济增长的影响
——以江苏省为例
摘要:
在现代国家和区域经济中,跨国人力资本作为外商直接投资(FDI)技术外溢的重要载体,己经成为推动东道国经济发展、创造社会财富的又一重要因素。
本文以FDI视角下的人力资本为切入点,采用1993-2009年数据,通过构建计量模型对江苏省近年的外资企业雇员人数与经济增长之间的关系进行计量分析,探讨人力资本对经济增长的影响。
结果表明,FDI所带来的人力资本的提升已成为经济增长的重要推动力。
由此结论出发,本文为江苏省经济的可持续发展提出相关的政策建议。
关键词:
FDI;人力资本;经济增长
InfluenceofHumanCapitalonEconomicGrowthinJiangsuProvincefromFDIPerspective
Abstract:
Inthemodernnationalandregionaleconomicgrowth,thehumancapital,astheimportantcarrierofFDI,hasbeenanotherimportantfactorofpromotingeconomicdevelopmentandproducingsocietywealth.Thisarticleregardsthesubjectofthecontributionsofhumancapitaltotheeconomicgrowth,takingtheeconomicgrowththeoryandthedevelopmenteconomictheoryasthefoundation,elaboratestheimportantroleofhumancapitalintheeconomicgrowth.TheresultindicatethattheimprovementofhumancapitaldrawingbyFDIhasbecomeanimportantpromotionforeconomicgrowth,andwiththeactualsituationinJiangsuprovince,thisarticleproposedrelevantpolicyrecommendations.
Keywords:
FDI;humancapital;economicgrowth
随着科学技术的进步,世界各地的联系已日益紧密,资本、劳动力等生产要素在国际范围内自由流动。
其中,外商直接投资(FDI)作为国际资本流动的重要载体,对我国的经济发展有着重要的影响。
初期的外资引进,注重的是FDI对我国经济的资本效应和增长效应,然而,随着FDI引进力度的加强,先进的技术和管理经验成为国内引进外资的重要动因。
江苏省是最早引入外商直接投资的省份,一直以来都对外资进入本地市场实行鼓励政策。
截止到2009年底,江苏省外商投资企业注册数目已达1.65万,同比增长5.6%。
利用FDI的技术溢出效应获得先进的技术和管理经验是我省引进外资的重要动因,如何充分利用好外商投资企业的溢出资源,服务于本地企业的发展,从而推动江苏省经济的可持续发展成为我省经济发展的重要命题。
在影响FDI技术溢出效应的因素中,人力资本水平是衡量一个地区获得技术外溢效应的重要指标,也是衡量该地区吸收能力最常用的指标。
大量研究表明,先进的专业技术在市场之间的传播主要是通过人力资本的流动来实现的,随着外商在我省直接投资的增加,大量优秀的人才涌入这些企业。
所以,研究FDI企业中人力资本对经济增长的影响对于现实有着重要的参考意义。
一、相关文献回顾
新古典学派经济学家MacDougall(1960)首次将技术外溢效应作为FDI对东道国的一个重要影响进行了分析。
20世纪80年代中期,卢卡斯(1988)、罗默(1986)等学者提出新增长理论,通过建立模型强调了外部溢出效应对人力资本积累的作用,认为引进外商投资,可以促进一国经济水平、技术水平的提高。
众多学者对FDI技术外溢效应的实证研究表明,流入发达国家的FDI的技术外溢效应普遍能够被东道国企业很好的吸收,然而对流向发展中国家的FDI技术外溢效应的研究却无法得到一致结果,甚至有些结果显示FDI在发展中国家的技术溢出呈现负向。
Levinthal和Cohen(1989)在探讨企业R&D作用时提出了一个新的概念,即吸收能力。
之后的一些学者在此理论基础上进一步解释FDI技术溢出效应对于不同吸收能力东道国间存在差异的原因。
其中Borensztein(1998)通过建立内生增长模型,从人力资本角度来诠释FDI与东道国吸收能力之间的影响,结果表明外商直接投资与投资当地的人力资本存量相融合的力量能够形成对经济增长更加显著的推动力。
之后的深入研究表明,FDI能否对一国经济增长充分发挥技术溢出效应存在一个人力资本的临界值,当东道国人力资本存量达到这个临界值(thresholdeffect)时,FDI的技术溢出才能被东道国所吸收,在此基础上人力资本存量越大,FDI的技术溢出效应越明显,表明FDI的技术溢出效应与人力资本密切相关。
BinXu(2000)对衡量人力资本吸收能力的临界值效应进行了实证分析,结论表明人力资本存量与FDI的技术溢出效应之间存在着正向变动的趋势,即人力资本存量越大,FDI的技术溢出效应越大。
Blomstrom和Kokko(2003)进行研究分析得出结论,认为外商直接投资为本土劳动力的技术进步提供了外溢渠道,而东道国本土人力资本水平不仅决定了东道国能够吸引多少外商直接投资流入,也决定了当地企业和市场是否能够有效的对跨国公司的技术溢出效应作出反应。
国内学者在国外研究的基础上,大多采用构建模型来辅助自己的观点论证。
程惠芳(2002)在内生经济增长理论的基础上对不同发展水平国家的FDI进行分析,研究FDI对东道国经济增长的影响,结果表明FDI在技术溢出效应和促进社会技术进步这两方面上成为推动内生经济增长的重要因素,而对发达国家的经济促进作用要远远明显于中等发达国家和欠发达国家。
赖明勇,袁缘(2005)在在开放型经济系统的研究背景下,引入人力资本变量,考察了外商直接投资的技术外溢效应对我国技术进步的作用。
协整检验表明,国内研发投入和人力资本投资能够对我国经济增长产生长期均衡的促进作用,而国外研发则由于我国自身技术吸收能力不足,不能对经济增长产生良好的促进效果。
代谦、别朝霞(2006)在建立内生增长模型的基础上,研究了两个国家内外商直接投资、人力资本存量和经济增长的关系,认为发展中国家自身的人力资本积累是FDI的技术外溢能够被发展中国家很好的吸收并促进技术进步的必要条件。
雷日辉、王洋、喻坤(2008)采用面板数据模型对我国中部六省FDI的技术溢出效应进行了区域比较,同样认为人力资本的积累增强了FDI通过技术外溢对经济增长的正向效应,因此为了提高发展中国家吸收FDI的能力、促进国家经济增长,核心政策应放在提高人民群众的人力资本水平上,注重提高教育覆盖面、加大对高等教育投资投入。
综合以上国内外学者的研究表明,FDI的技术外溢效应对于人力资本和经济增长有十分重要的作用。
然而,目前对人力资本流动与外商直接投资技术外溢的研究仅停留在东道国的吸收角度,往往忽视了FDI角度下人力资本对经济增长的作用。
本文以FDI视角下的人力资本为切入点,对江苏省近年的外资企业雇员人数与经济增长之间的关系进行计量分析,从而验证人力资本对经济增长会产生怎样的作用及多大程度上的作用,并为我省经济的可持续发展提出相关的政策建议。
二、江苏省利用外资概况与人力资本现状
(一)江苏省利用外资概况
江苏省近年来发展势头强劲,良好的经济环境和优惠的外商政策吸引了大量的直接投资。
普查资料显示,至2008年末,江苏省企业法人单位53.23万个,其中外商投资企业1.56万个,比2004年增加0.60万个,同比增长62.5%。
参考2001-2010中国统计年鉴可知,外商直接投资总量在江苏省呈现逐年上涨的趋势,2003年起更是以每年翻倍的速度增长,到2009年底已逼近4500亿美元。
图1江苏省1999-2009年外资投资总量图
数据来源:
《中国统计年鉴》(2001-2010)。
图2所示为江苏省各年的外商直接投资企业生产总值占当年GDP比重,总体而言,外商直接投资企业生产总值与GDP之间呈现趋势正向的线性关系,表明江苏省内外商投资的规模和力度都在迅速增长。
图2江苏省外商直接投资占GDP比重
数据来源:
《江苏省统计年鉴》(2000-2010)。
(二)江苏省人力资本概况
1.江苏省人力资本投入
在积极吸收国外资本的同时,江苏省也注重和加大了对本土人力资本的投资。
人力资本投资的形式大体上可以分为教育、培训和开发这三种,其中教育投资是人力资本投资的核心。
改革开放以来,江苏省非常重视并不断加大对教育的投入,国家财政性教育经费由1978年的3.55亿元到2007年的525.92亿元,增长了148.15倍,尤其是加大了对全省高等教育的投入,2000年江苏省高等教育投入总量约为47.4亿元,“十五”期间高等教育资金投入速度更是每年递增,成为政府财政支出的一个重要项目。
2.江苏省人力资本概况
表1江苏省三次人口教育程度普查统计表(单位:
万人)
文盲或半文盲
小学
初中
高中
大学或相当大学
1982
162.4
1973.3
1213.5
422.2
38.5
1990
115.6
2333
1772
561.4
98.8
2001
469
2446
2705
970
291
2010
299
1901
3041
1269
850.6
数据来源:
《江苏省地方人口普查公报》(1982-2010)。
根据表1可以看出,以十年为一个时间段,我省人口的受教育水平在不断提升,其中初中以上文化程度人数增长速度最明显。
2010年第六次江苏省人口普查结果与2001年第五次全国人口普查相比,每10万人中各种受教育程度的人数存在如下变化:
具有大学、高中、初中教育程度的人数均有非常明显的上升,而具有小学教育程度的人数略有下降。
同2001年第五次全国人口普查比较,全省人口的粗文盲率由 6.31%下降为3.81%,下降了2.50个百分点,但总体来看文盲人口基数仍然较大,教育投资事业任重道远。
三、FDI视角下人力资本对经济增长的影响机制
(一)直接作用
外商直接投资企业进入一个国家或地区的市场,往往实施人才本土化策略,除了极少数高层核心人员之外,其余都在本地招聘员工,这就必然会提高东道国的就业水平。
外资企业由于自身对业务素质和技能方面要求较高,因此不吝于对旗下公司进行人力资源方面的投入,如周期性的培训、带薪国外培训等,除此之外还建立良好的激励系统,鼓励员工主动学习,提高自身素质。
FDI的流入对东道国的人力资本在数量和质量方面都产生了影响,而人力资本存量和水平的上升无疑会对东道国的经济水平起到良好的促进作用。
外商直接投资企业的进入也要求本土市场进行相应的技术革新。
与外资企业打交道的商品供应方、销售方等为了满足跨国公司对于产品和销售在质量和标准方面的高要求而必须主动学习和改进,从而提高了企业的产出效率。
(二)间接作用
FDI下人力资本对经济增长的间接作用主要是通过技术外溢实现的。
在外商直接投资企业的日常运转中,不可避免的将与其他企业单位或非企业单位接触,从而实现技术外溢。
在企业单位方面,外资企业先进的技术水平和成熟的管理经验能够对内资企业起到一个示范模仿作用;在非企业单位方面,目前有很多外资企业与我国高等教育机构开展各种形式的合作,最为广泛的是对高校提供资金以助研究开发,这在客观程度上会对当地人力资本开发和技术创新起到一定的促进作用。
在外资企业受过培训的员工流动到其他国内企业时,所学技能和业务素质也随之扩散,并能够影响到投资者周围的人,起到一定的示范作用。
这不仅促进了内资企业的人力资源积累,也有助于内资企业提高生产效率,降低劳动成本,从而对当地的经济发展起到推动作用。
四、FDI视角下江苏省人力资本与经济增长的实证分析
(一)选用模型
本文选取的经济增长模型为:
=
(1)
其中,
、
、
分别表示第t年的实际产出量(即江苏省t年生产总值)、物质资本存量和在外商直接投资企业中的就业人口数量。
、
分别表示物质资本及人口数量的弹性系数,
为综合因素。
由于该模型利用的是时间序列数据,因此在具体运用中更多采用方程
(1)的对数形式以消除可能有的不平稳性,因此分别对方程
(1)两边取对数可得:
ln
=
+
ln
+
ln
(2)
其中,
、
分别表示资本产出弹性、人口数量投入弹性。
(二)数据与变量
根据模型涉及的要素,选取如下指标:
江苏省国内生产总值(
),历年固定资产总值(
)及外商直接投资企业的历年就业人数(
)。
1.江苏省国内生产总值(
)与历年固定资产总值(
)
江苏省国内生产总值(
)根据数据的可得性用江苏省各年产出GDP来表示。
其余年份的数据可根据永续盘存法,计算公式如下:
=(
+
)x(1-
)(3)
其中,
为第t年的固定资产总额,
为第t-1年的固定资产总额,
为第t年的固定资产投资总额,
为固定资产折旧率,此处按照全国的固定资产折旧率5%来计算。
2.外商直接投资企业历年就业人数(
)
由于1993年前的数据不可知,因此本文分析所使用的样本取自1993~2009年的年度数据。
所得数据如表3所示:
表3江苏省国内生产总值、固定资产总值、劳动力人数表
年份
Yt(亿元)
LNYt
Kt(亿元)
LNKt
L(万人)
LNL
1993
2136.02
7.668393
2139.64
2.476538
11.9
7.6667
1994
2998.16
7.775616
2381.81
2.778819
16.1
8.005754
1995
4057.39
7.815828
2479.54
2.889816
17.99
8.308295
1996
5155.25
7.936882
2798.62
3.095578
22.1
8.547771
1997
6568.67
7.964288
2876.38
3.169686
23.8
8.790067
1998
7122.33
8.097314
3285.63
3.273743
26.41
8.87099
1999
7715.13
8.178148
3562.25
3.354804
28.64
8.950939
2000
8564.36
8.30643
4049.83
3.446171
31.38
9.055365
2001
9393.49
8.381094
4363.78
3.534562
34.28
9.147772
2002
10620.76
8.479487
4814.98
3.628864
37.67
9.270566
2003
12336.34
8.72086
6129.45
3.89182
49
9.420305
2004
14288.14
8.933043
7578.29
4.12665
61.97
9.567185
2005
17074.18
9.069541
8686.64
4.37852
79.72
9.745323
2006
19871.01
9.190037
9799.01
4.683981
108.2
9.897017
2007
25741.15
9.439638
12577.16
4.826552
124.78
10.15585
2008
30024
9.517744
13598.9
4.852343
128.04
10.30975
2009
34061
9.677769
15958.86
4.877866
131.35
10.43591
数据来源:
《中国统计年鉴》(1993-2009)、《江苏统计年鉴》(1993-2009)、《江苏省人口普查公报》(1993-2009);江苏省1996-2006年的历年固定资产总值参见冯强.江苏人力资本与经济增长的实证分析[J].现代商贸工业,2008,(12).
(三)实证分析
1.单位根检验
由于对时间序列数据进行回归分析时,所用的序列数据必须是平稳的,因此本文利用ADF检验方法检验LNYt、LNKt、LNL三个数列的稳定性,以排除伪回归的可能,并测度变量是否满足协整检验的前提条件。
检验结果如表4所示,LNYt、LNKt、LNL这三个变量和其一阶差分的ADF统计量,分别在1%、5%、10%的显著性水平下不显著,是不平稳的。
而它们的二阶差分序列在1%的显著性水平下均通过了平稳的显著性检验,所以其二阶差分序列是平稳的,即满足了协整检验的前提条件。
表4变量ADF检验结果
变量
ADF统计量
伴随概率p值
结论
LNYt
1.809041
0.9992
I
(2)
DLNYt
-3.457549
0.0253
DDLNYt
-3.817422
0.0165
I(0)
LNKt
-0.147128
0.9267
I
(2)
DLNKt
-2.420570
0.1529
DDLNKt
-5.065971
0.0016
I(0)
LNL
-0.202540
0.9189
I
(2)
DLNL
-2.517885
0.1309
DDLNL
-4.372770
0.0052
I(0)
注:
I
(2)表示二阶单整,I(0)表示零阶单整,即为平稳的。
2.协整检验
为了分析LNYt、LNKt和LNL之间是否存在协整关系,我们先做变量之间的回归,然后检验回归参差的平稳性,即采用EG两步法。
(1)用OLS法做协整回归:
用OLS法对回归方程LNYt=
+
LNKt+
t进行估计,得到残差序列et。
(2)检验et的平稳性:
如果et检验拒绝了非平稳的可能性,那么LNYt和LNKt之间存在长期的协整关系。
表5LNYt与LNKt的回归结果
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
K
0.839044
0.028392
29.55187
0.0000
C
5.414831
0.107844
50.21003
0.0000
表6残差序列et的检验结果
t-Statistic
Prob.
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-2.461063
0.0176
Testcriticalvalues:
1%level
-2.717511
5%level
-1.964418
10%level
-1.605603
估计的回归模型为:
LNYt=5.41+0.84LNKt+
t(4)
在5%的显著性水平下,t检验统计量为-2.46,小于相应临界值,表明残差序列是平稳的,说明LNYt和LNKt之间存在协整关系。
同理,对LNYt与LNL采用EG两步法。
表7LNYt与LNL的回归结果
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
1.121779
0.478255
2.345565
0.0332
L
0.807464
0.051888
15.56154
0.0000
表8残差序列et的检验结果
t-Statistic
Prob.
AugmentedDickey-Fullerteststatistic
-2.461063
0.0176
Testcriticalvalues
1%level
-2.717511
5%level
-1.964418
10%level
-1.605603
估计的回归模型为:
LNYt=1.12+0.81LNL+
t(5)
在5%的显著性水平下,t检验统计量为-2.46,小于相应临界值,从而表明残差序列是平稳的,LNYt和LNL之间存在协整关系。
3.格兰杰因果关系检验
协整检验证实了LNYt、LNKt和LNL这3个变量之间存在长期协整关系,但是,具体方向的因果关系仍不明确。
检验结果见表9。
表9Granger因果关系检验
零假设H0
F统计量
P值
结论
LNYt不是LNL的Granger原因
LNL不是LNYt的Granger原因
5.51936
3.43096
0.02426
0.06140
拒绝零假设H0
拒绝零假设H0
LNYt不是LNKt的Granger原因
LNKt不是LNYt的Granger原因
0.92676
3.18536
0.02733
0.03359
接受零假设H0
拒绝零假设H0
由表9可知,LNL是LNYt的格兰杰原因,即外商投资企业人力资本增加是江苏省经济增长的原因,这说明随着人力资本存量的增长,会拉动我省经济的增长。
同时,LNYt是LNL的格兰杰原因,这说明江苏省经济增长反过来对人力资本存量也起到了促进作用。
因此,江苏省要在经济快速增长的同时加快外商投资企业中人力资源的发展,让经济增长为江苏省人力资本进一步提升水平做出显著贡献,形成良好的互相促进的局面。
同理,LNKt与LNYt之间存在单向的格兰杰影响,这说明物质资本存量是江苏省经济增长的原因,经济增长却不是物质资本存量增加的原因。
这表明,物质资本存量对经济增长具有拉动作用,而经济的增长并没有对物质资本存量产生应有的促进作用。
4.结论分析
从以上模型检验可以看出来,LNKt、LNL的系数为正,说明江苏经济增长与江苏物质资本、人力资本存量同向变化,并且物质资本存量和人力资本存量对江苏经济的增长有明显的促进作用,物质资本存量每增加1%,江苏GDP将增加84%;人力资本存量每增长1%,会带动江苏经济增长81%。
由线性回归方程的斜率可知,我省的物质资本存量对经济的拉动作用大于人力资本存量,说明物质资本对经济增长起到了主导作用,我省的外商投资企业并没有将人力资本优势发挥到最佳水平。
通过格兰杰因果检验可以看到,物质资本存量和人力资本存量都是江苏省经济增长的格兰杰原因。
这表明,经济的增长将从主要依靠物质资本投入向依靠人力资本投入转变,合理有效地安排物质资本和人力资本综合作用来促进经济增长更有效。
当前形势下,一定要重视并强化人力资本所起到的作用。
为了切实实现我省经济由粗放型增长向集约型增长转变,加强人力资本的投资力度,提高人力资源的使用效率是促进我省经济可持续、快速发展的必然选择。
五、政策建议
由实证分析可知,江苏省外商直接投资(FDI)所带来的人力资本提升,对于经济增长有着促进作用,但主要仍是依靠物质资本,人力资本的效率没有得到有效开发。
根据以上分析,本文将从以下几个方面给出建议。
(一)完善
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- FDI 视角 人力资本 经济 增长 影响
