外商直接投资、地区差异与中国经济增长，本文主要内容关键词为：外商论文,直接投资论文,差异论文,中国经济增长论文,地区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
关于外商直接投资（foreign direct investment，简称FDI）与经济增长之间关系的研究，近年来国外一些学者特别强调东道国的经济技术条件对它们的影响。Borensztein等人（1998）的研究表明，先进技术的引入和东道国的吸收能力是经济增长中的一对孪生要素。他们还发现，只有当东道国达到某种最低人力资本存量（minimum threshold stock of human capital）的限制之后，FDI才能比国内投资有更高的生产率。De Mello（1996、1997）得出类似结论。在另一项研究中，De Mello（1999）发现，无论东道国在技术状况上处于一个领先者还是跟随者的位置，FDI对于产出的增长率都有正的影响；但如果把产出增长率换成技术进步程度（以全要素生产率TFP衡量）进行分析，以上结论就不成立。在这种情况下，FDI只对技术领先国的TFP有正向影响；而在技术跟随国，FDI与全要素生产率负相关。
在讨论FDI与经济增长关系时，国内投资（domestic investment）与FDI之间的互补关系也值得研究。当两者存在互补关系时，由FDI带来的革新将增加而不是减少原有技术的租金①。若FDI与经济增长率之间正相关，那么FDI与国内投资之间必然存在某种互补性。在对FDI引致技术革新（FDI-induced technological change）对于发展中国家经济增长的影响的研究中，
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①通过知识的外溢，总体上会提高要素的报酬，国内投资对应的产出也将扩大，租金应该是技术先进带来的超额利润。
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Blomstrom等（1994）发现，东道国的经济发展水平越高，FDI的正向影响就越显著。以上研究均表明，东道国的原有经济技术状况影响新进入的资本转化为高水平产出的过程，从而影响FDI与东道国经济增长的关系。
在中国，FDI的大量流入是1978年开始实行改革开放政策的一个显著成果。从1993年至今，中国累计吸引外商直接投资2670亿美元，外商投资项目达到324712项（《中国统计年鉴》，1999）。针对FDI在中国经济增长中扮演的角色，近些年来也有一些学者进行了分析。Wei（1995）的一项研究表明，FDI与国内各地区经济增长率之间的差异正向相关。在对Wei的研究的评论中，Woo（1995）认为，FDI与全要素生产率（TFP）有密切关系，因为FDI的密度是经济自由度的一个很好的度量；经济自由度越高，TFP就应该越高。其他研究也得出与Wei（1995）相似的结论。比如，Dees（1998）的研究说明：FDI有助于先进的技术和思想在中国传播；而Chen等人（1995）发现，在中国，FDI不仅与经济增长正相关，还与固定资产总量正相关。
FDI对于中国经济增长的作用究竟如何评估？FDI要在中国经济增长中发挥更大作用，应该具备什么样的条件，其中哪些是决定性因素？地区差异是否起作用？本文试图回答这些问题。我们首先从理论上分析FDI导致经济内生增长的机制；其次构造分析聚合数据（Panel data）的计量模型；然后分析计量结果；最后为结论和评论。
二、FDI的外溢效应与经济增长：理论分析
在传统的新古典增长模型中，经济长期增长是由一些外生因素如技术进步和劳动力增长来推动的；在资本投入存在收益递减的假设条件下，FDI仅仅影响短期的增长。成功推进FDI的政策效应是短暂的。如果要FDI促进长期增长，必须通过持久的外部技术冲击。
新增长理论的一个重要进展就是把FDI引入到长期增长分析之中。内生增长模型的一个重要特征就是政府的政策行为可以影响长期增长。如果增长的决定因素被看做是内生的，FDI被认为是资本存量、技术决窍和相关技术的组合（Balasubramanyam，et αl.，1996），那么在理论模型中，FDI就可以通过不同方式影响经济增长（Balasubramanyam，et αl.，1996；De Mello，1997）。FDI对于经济增长的影响是多方面的：第一，通过增加东道国资本积累加快经济增长；第二，提高东道国企业效率，因为FDI会加强东道国企业与国外的联系和交流，并迫使它们参与竞争；第三，FDI是发展中国家技术进步和人力资本提高的重要源泉。FDI通过引入高技术含量的产品产生了“资本深化（capital deepening）”的效应，从而提高东道国技术水平；FDI还会提供提高生产效率的专业技能训练。我们把FDI产生的这些效应称之为溢出效应（spillover effects）。假设生产函数如下：
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② 变量上的点代表该变量对时间的导数，下同。
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根据上式，可以导出内生增长的条件。如果β+η（1-β）＞1，且αη(1-β)＜1，那么最大化消费是一个外生增长过程；如果β+η（1-β）＞1且αη(1-β)＞1，长期增长是明显的；如果β+η（1-β）＜1和αη(1-β)＞1或相反，则国内资本积累与FDI效果抵消。若考虑FDI与国内投资之间的跨时互补性，则这一效应可以消除国内生产的收益递减。例如，当存在FDI时，假定国内生产收益不变（β+η（1-β）=1即η=1），等式（4）变为：
不断增加，资本边际产品大于ρ，那么FDI导致长期经济增长。这一模型表明，经济均衡（长期）增长率取决于制度或经济环境的演进（A）、时间偏好率、国内资本生产率，以及采用国内或国外技术的资本存量之间的互补程度。因此，发展中国家要实现持续的内生增长，必须重视FDI的技术外溢效应，特别是FDI对国内资本的跨时替代性和影响FDI外溢性的制度环境因素。
三、计量模型
为了更好揭示FDI与经济增长的关系，我们根据等式（3）采用总量生产函数构造以下的计量模型（等式6）：
其中，Y是GDP存量的增长率，K[，d]是国内资本存量的增长率（以产出中的投资份额衡量），K[，f]是FDI的增长率，L是劳动力的增长率，H表示人力资本（以大学毕业的就业人数占总人口的比例衡量），i表示各省，t表示各年。我们在模型中引入了一些辅助性变量，以描述在生产函数的余项（A）中存在的对于增长有影响的制度或政策因素。这些变量包括：市场化程度（M），以总雇佣劳力中被私人企业雇佣和自我雇佣的劳力所占比例衡量；出口增长率（E）和进口增长率（I）。式中α代表各省特有的不可观察的要素投入，假定其不随时间变化；ε是误差项。我们期望等式右端的每个变量都与被解释变量有正相关关系。如果模型合理，K[，f]的系数（β[，2]）估计值的符号与大小能够描述FDI对于经济增长的影响。
在聚合数据（panel data）的背景下，等式（6）考虑了存在未观察到的地区特有的增长决定因素，因此它是固定效果（fixed effect，FE）模型。我们不用随机效果（random effects，RE）模型，是因为该模型要求被忽略的变量与等式右端的所有变量无关，这在我们的分析中显然是一个不现实的假设。
等式（6）用于捕捉一些重要变量对增长的影响，但它并没有考虑FDI与经济增长之间可能的双向关系。一方面，FDI的引入可能会促进东道国的经济增长，即先有FDI后有经济增长（FDI→经济增长）；另一方面，FDI可能会先被吸引到经济增长快速的地区，因为增长前景使这些地区对FDI更有吸引力。这时的情形是先有经济增长后有FDI（经济增长→FDI）。这里我们用Granger因果性检验方法（Granger，1969、1980）来分析上述因果关系。Granger方法涉及以下方程式：
（7）、（8）式中K[，ft]和Y[，t]均为平稳（stationary）时间序列，u[，t]和v[，t]为相互不相关的误差项。按照（7）式，如果b[，j]≠0,在Granger意义上，K[，f]是Y增长的原因；按照（8）式，如果d[，j]≠0，在Granger意义上，Y增长是K[，f]变化的原因；如果b[，j]≠0、d[，j]≠0，K[，f]与Y有Granger意义上的双向关系。
我们首先利用等式（7）、（8）检验FDI和增长关系的方向。然后，（在确定FDI→增长方向的前提下）我们利用总样本分析影响中国经济增长的各项因素尤其是FDI。最后，我们以某些标准将29个省区（不包括西藏、重庆）进行分组，以观察各地区差异对“FDI和经济增长”关系的影响。这些分组标准包括：（1）地理位置；（2）经济发展水平，以人均GDP衡量；（3）技术能力水平，以R＆D经费占GDP的比重衡量；（4）基础设施的状况，以人均电力使用量、人均电话数、道路土地比以及工资水平综合衡量；（5）FDI集中程度（FDI密度），以FDI占国内总投资的比例衡量；（6）国有企业集中度（国企密度），以制造业国企销售额占该行业总销售额的比例衡量；（7）来自本土企业的竞争程度，以本土企业销售额增长率衡量。
依据不同的经济指标，我们将样本划分为以下相互独立的组：高人均收入省和低人均收入省；高技术能力水平省和低技术能力水平省；基础设施较好的省和较差的省；高FDI密度省和低FDI密度省；高国企密度省和低国企密度省；高竞争省和低竞争省。
四、计量检验与结果分析
（一）FDI、市场化政策与经济增长：总样本分析
我们首先利用Granger方法检验FDI与经济增长关系的方向③。方法是先分别估计包括K[，f]的滞后变量的等式（7）（无限制方程）和不包括K[，f]滞后变量的等式（8）（限制方程），然后计算F统计量。这里的统计量F＝11.548＞F[，0.01]＝5.53。这表明加入的K[，f]滞后变量显著地改进统计结果，我们因此断定FDI在Granger意义上引起GDP增长。接着我们对等式（8）按照相同的程序进行分析，得到统计量F＝3.25＜F[，0.01]＝5.53。这表明GDP增长并不是FDI增长的原因。
确定了FDI与增长关系的方向为FDI→增长之后，我们便运用模型（6）对总体样本进行回归分析，结果见表1。在（1.1）和（1.2）的回归中，我们首先分析（6）式中各独立变量对GDP增长率的影响。在（1.3）至（1.8）的回归中，不同的交叉影响变量被引入回归分析，以检验不同变量是否存在对于增长的“联合效应（joint effect）”④。
表1 FDI与GDP增长：全部样本（1990-1998年）
资料来源：《中国统计年鉴》1990-1998年。
说明：回归（1.1）表示GDP与K[，d]、K[，f]、L、H之间的相关分析；回归（1.2）则增加了M、E、I三个变量与GDP的相关分析；回归（1.3）至（1.8）分别表示GDP与各有关变量之间的相关分析；表中数字表示相关系数，括号内的数字表示系数的t检验值；***、**、*分别表示置信度为99％、95％和90％；表中的空格表示此次回归中暂时未考虑该横向变量与GDP的相关关系；此表中每一个变量的原始数据为261个（即29个省份从1990-1998年共9年的数据）。
（1.1）和（1.2）的回归分析表明：FDI与经济增长呈正相关。在（1.2）中引入了辅助变量（市场化程度、进出口增长率）后，FDI与GDP之间的相关性更显著。在（1.2）到（1.8）的回归中，以大学在校学生占总人口比例衡量的人力资本水平对增长没有很大贡献。尽管许多经验研究均以这个变量衡量人力资本水平，但在中国，它可能并不能很好地反映人力资本状况。究其原由，一是知识存量经高等教育系统转化为市场化技术的效率很低，这是以往的中央计划经济的后遗症之一；二是国有企业刚性的人员管理制度，阻碍了具有高学历的员工充分利用自己的技能提高企业效益。对于等式（6）中的投资（尤其是国内投资）和市场化程度变量，分析结果与我们的预想相一致，它们都是这些年来促进中国经济增长的重要因素。
在（1.3）的回归中，我们用FDI与人力资本的乘积代替了FDI，发现这个变量与经济增长率之间存在正的且相当显著的相关性。正如我们在第二部分讨论的那样，这可能是由于我们在回归（1.3）中忽略了某些对增长相当关键的变量，尤其是FDI这个变量本身。因此，我们有必要在FDI与人力资本的乘积之外，再次独立地引入FDI和人力资本水平。这样，我们能够分辨到底是这些变量本身影响了经济增长，还是它们的交叉影响变量K[，f]H对经济增长有影响。在（1.4）的回归中，我们发现，FDI本身依然显著地与经济增长正相关，但它与人力资本的乘积却不再与经济增长显著相关。这意味着回归（1.3）中FDI与人力资本的乘积之所以与经济增长正相关，是因为略去FDI这个变量本身。所以，我们不能仅凭在（1.3）中K[，f]H与经济增长间较强的正相关关系，就断定存在所谓使FDI发挥作用的“最低人力资本存量”门槛。但这一结果并不意味着东道主的状况与FDI的效果无关。实际上，在下面的分析中我们将会看到，各省的FDI对经济增长率的贡献与它们各自的技术能力水平、市场化水平以及工业特征状况有着密切的关系。
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③ 根据FPE（final-prediction-error）标准（Akaike，1969），首先确定两年为最佳时滞，然后利用最小平方法（OLS）估计等式（7）和（8），我们发现所有变量都是平稳（stationary）时间序列。
④ 所谓联合效应是指等式右侧的某变量决定了等式右侧的另一变量对于经济增长的影响，比如，FDI是否对经济增长有贡献取决于人力资本的水平。这样，引入交叉影响变量，即FDI与人力资本的乘积，就可以测定FDI是否只有在人力资本达到一定水平时才对经济增长有显著促进作用。
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改革开放以来，国内投资一直是支撑中国长期连续增长的主要力量之一。表1中的变量K[，d]与经济增长呈相当显著的正相关关系正好说明了这一点。与回归（1.3）和（1.4）中反映的FDI与人力资本交叉影响变量的结果类似，FDI与国内投资的交叉变量在缺少FDI项的回归（1.5）中与增长的正相关关系是显著的，但在包含FDI项的回归（1.6）中，其相关性不再显著。通常认为国内投资和FDI之间存在互补关系，但在我们的研究结果中，这一点是有疑问的。K[，d]K[，f]这个交叉变量与增长的不显著相关可能和中国国内投资结构有关。对基础设施的投资肯定有助于FDI推动经济增长。但在中国，对于固定资产的投资实际上很大一部分并非投资于基础设施，而是投资于工业项目或者房地产项目，这样显然使其与FDI之间的互补性大大降低。
我们注意到，在中国的经济增长过程中，市场化的改革已经成为了最主要的推动力之一。表1中的市场化变量M始终与经济增长保持相当显著的正相关性。FDI与市场化程度指标的交叉变量的表现也很有趣。与K[，f]H和K[，d]K[，f]的情形不同的是，变量K[，d]M在包括和不包括FDI变量的回归中均表现出显著的正相关性。另外，回归（1.7）和（1.8）中的
检验值均有所提高，这证明在回归中引入变量K[，f]M是非常有意义的。这说明市场化对于经济增长和FDI都是有益的。
在两个和贸易有关的变量中，只有进口与增长表现出了较高的相关性。这可能是因为进口的增长在某种程度上体现了一个省区市场自由化程度的上升。那些更多地利用自由贸易政策的省份自然会有较高的进口增长率，这样的自由政策也为经济的快速增长提供了良好的环境。总的来说，我们的结果显示，中国现阶段的经济处于这样一个阶段：从全国来看，推动经济增长的核心力量仍然是国内投资的增长和全面的市场化改革，而不是引进先进技术或提高人力资本存量。
（二）FDI、区域差异与经济增长：次级样本分析
表2、表3和表4是关于省际差异对于FDI与经济增长关系的影响的估计结果，回归模型仍基于等式（6）。
我们把中国各省按其所在区域进行划分（见表2），这其实就是中国改革开放政策执行的次序。表2中反映的经济差别实际上就是不同的经济开放程度带来的影响，也是中央财政支持程度不同带来的影响。这样，三个地区均有自己独特的经济特征也就不足为奇了。
表2 地区差异与FDI—增长关系（1990—1998年）
资料来源：《中国统计年鉴》1990—1998年。
说明：回归（2.1）、（2.2>和（2.3）分别表示东部、中部和西部地区省份的GDP与K[，d]、[K，f]、L、H、M之间的相关分析；表中数字表示相关系数，括号内的数字表示系数的t检验值；***、**、*分别表示置信度为99％、95％和90％；东部地区包括12个省市区，中部地区包括9个省市区，西部地区包括8个省市区。
中国政府实施有步骤的经济发展政策是成功的，经济的集中性相当明显。从分析结果看，无论东部、中部还是西部地区，经济增长背后的动力均是国内投资和外国投资。而且从调整后的R平方值可以看出，其相关性从西部向东部地区依次上升。国内投资与GDP增长率之间的相关性在西部地区不明显，在中部地区较明显，在东部地区最强。FDI与经济增长的相关性在各地区都很高，其相关程度由西向东明显上升。从t值来看，在所有地区中经济增长与FDI的相关性较之与国内投资的相关性更为明显。这里的一个基本结论是，FDI对于中国经济增长的推动作用是和中国政府经济发展政策的步调相一致的。人力资本水平是西部惟一显著性较高的补充变量。这表明在那些最贫穷的省份，对人力资本的投入会给经济增长带来显著的正面影响。
我们现在按照人均GDP水平将总样本中的各省区分成“高”、“低”不同的组别，以便详细分析各地区经济技术条件的差异对FDI与增长关系的影响。如表3所示，（3.1）与（3.2）的回归结果与表2有很大的相似性，因为人均GDP由西部向东部地区省份逐渐上升。结果显示，在经济发展较为落后的省份，国内投资依然是经济增长的最主要推动力。但是，在经济越发达的省份，FDI对经济的推动作用越强。这里，变量FDI是国内外经济部门相互联系程度的一种标志，与出口量类似，这种相互联系有利于经济发展。在低收入组，市场化程度对经济增长是一个很显著的变量，但在高收入组却不是。这强调了私人部门的成长在贫穷省份的经济发展中所扮演的重要角色。而在高收入组，仿佛市场化的程度已经达到一定高度，这一变量对于经济增长不再是决定性的了。
表3 省际经济差异与FDI-增长关系：次级样本（1990-1998年）
资料来源：《中国统计年鉴》1990-1998年。
说明：回归（3.1）、（3.2）分别表示人均GDP较高的14个省份和较低的15个省份的GDP与K[，d]K[，f]、L、H、M之间的相关分析；回归（3.3）、（3.4）分别表示R＆D占GDP比例较高的14个省份和较低的15省份的GDP与K[，d]K[，f]、L、H、M之间的相关分析；回归（3.5）、（3.6）分别表示基础设施水平较高的14个省份和较低的15个省份的GDP与K[，d]K[，f]、L、H、M之间的相关分析；表中数字表示相关系数，括号内的数字表示系数的t检验值；***、**、*分别表示置信度为99％、95％和90％。
在（3.3）和（3.4）的回归中，各省是按照技术能力差异分类的（以GDP中R＆D经费衡量）。结果表明，国内投资和FDI均推动经济增长，与R＆D水平无关。值得注意的是，人力资本水平只在低R＆D水平组呈现出与经济增长的相关性。当入学率从一个很低的水平上升到一个中等水平时，它对于经济有明显的促进作用。从这里我们可以看出，在科研能力较落后的省份，人力资本能够配合其他较缺乏的资源对经济产生较强的推动力；在科研能力较强的省份，人力资本存量已上升到一定水平，对经济增长的作用不再那么重要。
从（3.3）和（3.4）回归结果中，我们发现，无论在高R＆D水平组还是低R＆D水平组，市场化程度和经济增长均显著正相关。这说明无论科研能力如何，市场化的政策都有效。市场化对于经济增长的推动作用，可能是由于私营企业和外资企业会比国有企业更加积极地对产品进行开发与创新。
（3.5）和（3.6）的回归结果表明，FDI的作用明显受到基础设施水平的制约。在基础设施水平较高的省份，FDI对增长的促进作用更为显著。国内投资在基础设施较差的省份是经济发展的重要推动力，而在基础设施较好的省份却不是。这说明，在经济发展处于较低水平时，国内投资的基础设施建设部分扮演着最重要角色。在基础设施较差的省份，市场化对于经济增长的作用似乎更为显著，这暗示着，即便在基础设施较差的省份，市场化的政策也是势在必行的；在基础设施较好的省份，市场化变量与经济增长之间相关程度较小，可能是因为这些省份的市场化程度很高，已经趋近于一个市场化的上限。
表4表明，各省区不同的工业特征也会影响FDI与增长的关系。（4.1）和（4.2）表示按各省资本构成中FDI所占比重进行分类的回归。在两种类型的省区，国内投资均表现为增长的决定因素，而且在高FDI密度省区，这种相关性更明显。这说明在省级层次，FDI与国内投资可能存在某种互补关系。（4.1）和（4.2）回归分析表明，在FDI密度较高的地区，FDI与经济增长有较高的正相关性，而在FDI密度较低的地区却不然。这说明，要实现FDI对于经济增长的强大推动力，FDI占总投资的份额必须达到一定的水平。FDI密度的上升一方面使同一产业内产生规模效益，另一方面在不同产业间构建有效率的供销网络。另外，FDI之间的相互竞争也增强了它对于经济增长的推动作用，因为FDI之间的竞争迫使外资企业为了生存不断进行技术改造和知识创新。
表4 省际工业特征差异与FDI-经济增长：次级样本（1990-1998年）
资料来源：《中国统计年鉴）1990-1998年。
说明：回归（4.1）、（4.2）分别表示FDI占总投资比例较高的14个省份和较低的15个省份的GDP与K[，d]K[，f]、L、H、M之间的相关分析；回归（4.3）、（4.4）分别表示国企销售额占总销售额比重较高的14个省份和较低的15个省份的GDP与K[，d]K[，f]、L、H、M之间的相关分析；回归（4.5）、（4.6）分别表示本土企业销售额增长率较高的14个省份和较低的15个省份的GDP与K[，d]K[，f]、L、H、M之间的相关分析；表中数字表示相关系数，括号内的数字表示系数的t检验值；***、**、*分别表示置信度为99％、95％和90％。
我们从（4.1）与（4.2）的回归分析中发现，市场化变量在高FDI密度省区有助于提高经济增长率，而在低FDI密度省区却不然。这表明在外国投资密度高的省份，私人部门的增长对于经济增长有显著的贡献。在某种程度上，外国投资对于本地私人部门追加投资存在着激励作用。两者之间的相互竞争对经济增长有益无害。在（4.2）回归中，人力资本变量是统计显著的。这表明在FDI密度较低的省份，劳动力质量的提高有助于经济增长，这符合我们在西部省区的发现，即人力资本的少量改善对于刺激初期的经济增长都是有价值的。
在（4.3）和（4.4）回归中，我们将各省按国有企业销售份额进行重新分组。结果表明，FDI只在国有经济比重较高的省份与经济增长之间有较强的相关关系；而在国有经济比重较低的省份，FDI的作用并不显著。这里，我们必须注意到FDI进入中国市场的方式。在中国转轨经济时期，FDI更愿意选择与国企合资合作，而不是与私人企业合作，这也许是FDI在高国有经济比重的省份贡献较大的一个重要原因。
值得注意的是，市场化变量和劳动力变量仅在（4.3）的回归中作用显著。由于我们是用私有部门雇佣的劳动力比例来反映市场化程度的，所以可以这样说：在国有经济比重较大的省份，劳动力由国有部门向私人部门的转移对经济增长有益。
表4中的最后两个回归（4.5）和（4.6）将各省按本土企业销售增长率分组，以反映本土企业与外资企业的竞争程度。我们认为，本土企业销售额增长越快，表明地区所属企业发展越快，其产出满足地区市场需要的能力越强，从而与外资企业竞争的能力就越高。回归（4.5）显示，当地区市场竞争程度较高时，FDI对经济增长有明显的促进作用。这样，竞争程度又一次与FDI和增长的正向关系联系在一起，不过这一次是国内市场竞争。在同样的环境下，市场化也是促进经济发展的动力。相反，在（4.6）回归中，只有国内投资这一变量与经济增长相关。这说明，在地区市场竞争程度较低时，本可以推动增长的经济要素和政策也变得没有效率了。这又一次说明提高市场竞争程度的重要性。
五、结论与评论
本文研究了FDI与中国经济增长之间的关系，得出了两个主要结论：第一，国内投资和国外投资都是经济增长的重要因素，而且在特定的情况下，劳动力和人力资本的增长也会成为经济增长的重要推动力量，这些似乎与FDI的外溢效应有关。第二，东道主的各方面状况，尤其是各种经济政策因素，对于FDI与经济增长的关系有着深刻的影响。无论对于整个中国，还是对于各个省、市、自治区来说，这个结论都是适用的。市场化的改革应该得到特别的重视，它的影响渗透到经济增长的各个方面。
与以往的研究相似，我们的结论证明了采取外向型经济政策能够带来更高的经济增长率。引入FDI作为外向型经济政策的重要组成部分，对于经济增长的贡献尤为值得关注。在全样本分析中，我们发现人力资本状况与经济增长之间的相关性不大。我们没有发现能够证明所谓使FDI发挥效益的“最低人力资本存量”存在的有力证据。然而研究证明，在那些欠发达的西部省份和技术水平相对落后的省份，人力资本水平的提高有利于经济增长。FDI对于经济实力较强的省份推动效用更强，这可能是“最低要求”现象的一种表现。
我们的研究发现了一些具有通用性的政策含义。第一，尽管FDI的作用越来越明显，但国内投资仍然是经济增长的第一位决定因素；第二，市场化的改革能够促进FDI对于经济增长的推动，而且国内外企业之间竞争越激烈，越有助于FDI发挥其作用；第三，劳动力变量有时也表现出与增长的相关性，经济欠发达的省份应该采取提高人力资本存量的政策，因为在这些地区，这样的政策能够带来巨大回报。
市场化的改革作为一种一般性的政策，它实际上优化了经济增长各方面的环境，我们的研究证实，FDI和市场化在对于经济增长的贡献上是互补的。因此，FDI应被视为市场化改革的重要组成部分。经济自由化的重要性被我们对于进口这一变量的研究所证明。我们认为进口反映了东道主经济自由化的潜在过程，而且是最终产品市场竞争更加富有效率的一种表现。我们的研究显示了产品市场的竞争对于实现FDI推动经济增长十分重要。中国的市场化改革已经很有成效，在市场化程度已经达到较高的水平后，市场的发展自然遇到了某种“限制”，这种“限制”会影响经济增长。那些构成这种“限制”的因素，本文无力给出，但无疑是决定将来增长的关键。我们的研究也无法给出限制外国资本促进中国经济发展的所有因素。例如，官僚主义、歧视、低效的知识产权保护以及政策的非连续性和制度规则的随意性等，都会对外资产生不利影响。在中国加入WTO之后，国际标准的引入和执行已经成为当务之急。这些问题都有待于我们进行深入探讨。
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