黃立業(yè)　孫根緊

摘要:外商直接投資(FDI)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著相互影響的關(guān)系。本文選取四川省1985-2007年的數(shù)據(jù),對(duì)FDI和四川省的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證研究結(jié)果表明:FDI與四川省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且互為Granger原因。本文最后就實(shí)證研究結(jié)果對(duì)四川省引進(jìn)外資提出了幾點(diǎn)建議。

關(guān)鍵詞:FDI 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 協(xié)整檢驗(yàn) Granger因果檢驗(yàn)

一、引言

在古典時(shí)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中,經(jīng)濟(jì)學(xué)家就已經(jīng)指出資本積累可以通過增加生產(chǎn)性勞動(dòng)的數(shù)量和提高勞動(dòng)生產(chǎn)率而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)。新古典增長(zhǎng)理論認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)只能有經(jīng)濟(jì)體的外生性因素推動(dòng),諸如技術(shù)進(jìn)步和勞動(dòng)力增加等,而資本積累只能對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。但是自羅伯特·巴羅(Robert Barro)和薩拉伊馬丁(Xavier Sala-i-MAartin)提出內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論以來,越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)者認(rèn)為資本積累同樣可以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)。隨著經(jīng)濟(jì)全球一體化和國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展,外商直接投資(FDI)也日益成為東道國(guó)重要的資本積累方式。東道國(guó)FDI的流入在形成資本積累的同時(shí),也會(huì)帶動(dòng)技術(shù)、管理、網(wǎng)絡(luò)等各個(gè)方面一攬子要素的流動(dòng),改善了東道國(guó)比較優(yōu)勢(shì)的形成。

改革開放后,四川FDI的流入規(guī)模一直處于較低水平,至到上世紀(jì)90年代,四川FDI開始迅猛增長(zhǎng),到2007年FDI實(shí)際利用額為149322萬美元,分別是是1985年的近180倍和1993年的近4倍。同時(shí)四川省的國(guó)民經(jīng)濟(jì)也取得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展,2007年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)達(dá)10505.3億元,相比1993年增長(zhǎng)了6倍多。按照一般的推理,FDI的大量流入有利于四川省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

V.Balasubramanyam M.Salisu和D.Sapsford(1996)在新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的基礎(chǔ)上,提出了不同對(duì)外貿(mào)易政策下FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的模型,在對(duì)46個(gè)國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析中發(fā)現(xiàn),FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在實(shí)行外向型政策的國(guó)家比實(shí)行內(nèi)向型政策的國(guó)家更大。

關(guān)于FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及國(guó)內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了大量的研究。莫旋、譚忠真(2008)利用1992-2007年的數(shù)據(jù)來分析了外國(guó)直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,檢驗(yàn)結(jié)果表明:我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI及其滯后量具有較高的正相關(guān)關(guān)系。尹敬東、王佳妮(2009)對(duì)1983-2006年中國(guó)外商直接投資(FDI)、進(jìn)口貿(mào)易與GDP的實(shí)證研究表明:FDI、進(jìn)口貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系,外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有長(zhǎng)期的促進(jìn)作用。金素、陸凱旋(2008)利用1985-2006年江蘇省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)江蘇省FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系研究結(jié)果表明:1992-2006年這一時(shí)段內(nèi)江蘇FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在較為穩(wěn)定的關(guān)系,且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI的吸引力大于FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

雖然國(guó)內(nèi)已經(jīng)有學(xué)者對(duì)我國(guó)或國(guó)內(nèi)某些地區(qū)FDI與GDP之間關(guān)系進(jìn)行過相關(guān)研究,但是我國(guó)地域?qū)拸V,區(qū)域間經(jīng)濟(jì)因素存在差異,因此對(duì)四川省FDI和GDP進(jìn)行研究也是很有必要的。下面筆者借鑒國(guó)內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究,嘗試運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法對(duì)FDI與四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行定量分析。

三、數(shù)據(jù)選取與處理

1. 數(shù)據(jù)選取

在研究過程中,本文用四川省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),外商直接投資(FDI)采用外商直接投資實(shí)際利用額。在實(shí)證分析中取1985-2007年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間,所有數(shù)據(jù)來自歷年的《四川省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2. 數(shù)據(jù)處理

為了減少偏差,使研究更加科學(xué),本文用各年人民幣對(duì)美元的年平均匯價(jià),將當(dāng)年的FDI數(shù)據(jù)折算為以人民幣表示的外商直接投資值。為了消除價(jià)格變動(dòng)的影響,本文中GDP采用以1978年為基期的可比價(jià)計(jì)算所得的實(shí)際值,用RGDP表示;同時(shí)用GDP平減指數(shù)(1978=100)將折算后的FDI換算成1978年不變價(jià),用RFDI表示。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變時(shí)間序列的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢(shì)線性化,消除可能存在的異方差,所以我們對(duì)RGDP、RFDI分別進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換,分別用LNRGDP、LNRFDI表示。

本文中所有計(jì)量分析均采用Eviews5.0計(jì)量軟件進(jìn)行。

四、實(shí)證分析

1. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)(Augment Dickey-Fuller test)

在進(jìn)行傳統(tǒng)的回歸分析時(shí),為避免“偽回歸”問題,要先對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法有DF檢驗(yàn)法、ADF檢驗(yàn)法和PP檢驗(yàn)法,這里我們用擴(kuò)充的迪福-福勒(ADF)檢驗(yàn)法,模型如下:

式中:為白噪聲;Δ為一階差分算子;t為時(shí)間趨勢(shì);p為滯后階數(shù)。原假設(shè)為:H0:=0,即序列存在單位根,非平穩(wěn)。如果序列經(jīng)過d次差分后,具有平穩(wěn)性,則稱該序列為d階單整序列,表示為～I(xiàn)(d)。當(dāng)所有序列是同階單整時(shí),才能對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

利用ADF檢驗(yàn)法判斷LNRGDP、LNRFDI變量的平穩(wěn)性,檢驗(yàn)結(jié)果如下:

注:檢驗(yàn)形式(C、T、K)分別表示平穩(wěn)性檢驗(yàn)中是否有常數(shù)項(xiàng),時(shí)間趨勢(shì)及滯后階數(shù),其中滯后階數(shù)以SIC準(zhǔn)則確。

由表1分析結(jié)果發(fā)現(xiàn):變量LNRGDP、LNRFDI的ADF值都大于5%檢驗(yàn)水平的三個(gè)臨界值,所以LNRGDP和LNRFDI的水平序列都是非平穩(wěn)的。但是ΔLNRGDP和ΔLNRFDI的ADF值都大于5%檢驗(yàn)水平的三個(gè)臨界值,所以兩者都是一階單整序列,即LNRGDP～I(xiàn)(1)、LNRFDI～I(xiàn)(1)。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)的時(shí)間序列不能直接進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸,需要通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,也即變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

首先對(duì)變量LNRGDP和LNRFDI進(jìn)行OLS回歸,估計(jì)LNRGDP對(duì)LNRFDI的回歸方程,協(xié)整回歸模型如下:

LNRGDP=10.68860+0.594174LNRFDI

(22.40519)(16.75274)

R2=0.930384 ADJUST R2=0.927069 DW=0.685675F=280.6542

第二步檢驗(yàn)殘差序列是否平穩(wěn),對(duì)協(xié)整回歸方程估計(jì)殘差序列e進(jìn)行ADF檢驗(yàn),無常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng),檢驗(yàn)結(jié)果如下:

表2:殘差序列e的 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量 ADF統(tǒng)計(jì)量 5%臨界值 結(jié)論

e -2.489218 -1.958088 平穩(wěn)

從協(xié)整檢驗(yàn)過程可以看出,殘差序列e的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-2.489218小于顯著性水平為5%時(shí)的臨界值-1.958088,可以判斷在5%顯著性水平下殘差序列e是平穩(wěn)序列。這說明在95%的概率下變量LNRGDP和LNRFDI之間存在協(xié)整關(guān)系,即外商直接投資和四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從協(xié)整方程可以看出,四川FDI每增長(zhǎng)1%,GDP將會(huì)增長(zhǎng)0.6%,可見外商直接投資對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期效應(yīng)比較顯著。

3. 誤差修正模型(Error Correction Model ECM)

在前文已經(jīng)確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后,現(xiàn)在可以構(gòu)造誤差修正模型,以檢驗(yàn)變量之間的相互調(diào)整速率及短期互動(dòng)影響將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的各變量以一階差分的形式重新構(gòu)造,并將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列e作為解釋變量引入,對(duì)變量間短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。最后得到一個(gè)反映短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的誤差修正方程如下:

ΔLNRGDP=0.115019+0.018417ΔLNRFDI+0.521552ΔLNRGDP(-1)

(2.374995) (0.762153)(2.586150)

-0.025476e(-1)

(-0.696772)

R2=0.373602 Adjusted R2 =0.263061DW=0.792278

上述估計(jì)結(jié)果表明,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)GDP的變化不僅取決于外商直接投資的變化,而且取決于上一期GDP對(duì)均衡水平的偏離,殘差序列e估計(jì)系數(shù)是-0.028749,系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制,即就平均而言,上一年度的非均衡誤差以0.028749的比率修正四川省生產(chǎn)總值的偏離。

4. Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們,兩個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。下面我們通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來進(jìn)行驗(yàn)證,根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為2,對(duì)各變量的因果關(guān)系檢檢驗(yàn)結(jié)果如下:

由表3可知,四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與吸收外商直接投資之間存在雙向的Granger因果關(guān)系,即不僅LNRGDP是LNRFDI的

Granger原因,而且LNRFDI也是LNRGDP的Granger原因。

五、結(jié)論與建議

1. 通過對(duì)FDI和四川GDP之間關(guān)系的實(shí)證分析,可以得出以下結(jié)論:通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn),FDI與四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系,兩個(gè)變量長(zhǎng)期相互影響。同時(shí)由Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可知,兩者有雙向Granger因果關(guān)系,FDI的流入可以促進(jìn)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),并且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)吸引更多的外商直接投資。

2. 針對(duì)上文實(shí)證研究結(jié)果,提出幾點(diǎn)建議:

第一,優(yōu)化外商投資環(huán)境,實(shí)現(xiàn)FDI來源地多元化,促進(jìn)外資規(guī)模增長(zhǎng)。四川地處西部地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對(duì)落后與、于東、中部地區(qū),這在一定程度上制約了FDI的流入。因此,四川政府要加快職能轉(zhuǎn)換,為外商投資創(chuàng)造良好的經(jīng)濟(jì)、法律和社會(huì)環(huán)境,以促進(jìn)外資流入規(guī)模總體上升,實(shí)現(xiàn)外資來源地多元化。

第二,引導(dǎo)FDI流入的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。四川FDI大多流入第二產(chǎn)業(yè),而第一、三產(chǎn)業(yè)吸引FDI的能力及存量都比較低下。因此四川應(yīng)注重加強(qiáng)對(duì)外商投資的引導(dǎo),鼓勵(lì)外資流入第一、三產(chǎn)業(yè),由工業(yè)向新型服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移,由傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向資金和知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

第三,提高FDI利用效率,升華本土產(chǎn)品優(yōu)勢(shì)。在增加FDI引進(jìn)數(shù)量的同時(shí),承“技術(shù)溢出效應(yīng)”和“管理溢出效應(yīng)”,學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)和現(xiàn)代管理經(jīng)驗(yàn),不斷培養(yǎng)本土品牌。

參考文獻(xiàn)

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[2]莫旋、譚忠真,FDI與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):1992～2007年的實(shí)證檢驗(yàn),特區(qū)經(jīng)濟(jì),2008(7).

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