江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院 查奇芬 吳炎

自上世紀(jì)改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)取得了驕人的成績(jī)，經(jīng)濟(jì)總量已位居世界第二，F(xiàn)DI也連續(xù)多年處于發(fā)展中國(guó)家之首，2010年中國(guó)實(shí)際利用外資1057.35億美元，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展在行業(yè)和地區(qū)間極不平衡，人均GDP仍處于較落后水平，人均收入也處于發(fā)展中國(guó)家行列。東西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大，作為沿海地區(qū)和最先開(kāi)放地區(qū)，其吸引外資的能力是中西部地區(qū)無(wú)法比擬的，東部沿海地區(qū)的出口企業(yè)是其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)大助推器，可以看出，出口貿(mào)易和吸引FDI對(duì)地區(qū)或一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有十分重要的作用。國(guó)內(nèi)學(xué)者做了不少相關(guān)的研究，但基本都是在金融危機(jī)之前。在后金融危機(jī)時(shí)期，從全球經(jīng)濟(jì)格局來(lái)看，歐債危機(jī)尚未解決，歐洲經(jīng)濟(jì)有二次衰退的可能，美國(guó)經(jīng)濟(jì)依舊低迷，包括中國(guó)在內(nèi)的一些新興市場(chǎng)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)明顯放緩，加大對(duì)外合作，加深經(jīng)濟(jì)全球化對(duì)全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇有重要作用，因此，在現(xiàn)階段重新研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI和出口的關(guān)系，有更現(xiàn)實(shí)的意義。

對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系在理論界存在著兩種截然不同的觀念，一些學(xué)者認(rèn)為，對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是相互促進(jìn)的，如亞當(dāng)·斯密的“絕對(duì)優(yōu)勢(shì)理論”和李嘉圖的“比較優(yōu)勢(shì)理論”，反對(duì)的學(xué)者如普雷維什的“中心—外圍”理論。20世紀(jì)70 年代之后，以“亞洲四小龍”為代表的新興經(jīng)濟(jì)體采取貿(mào)易立國(guó)，以出口為導(dǎo)向發(fā)展經(jīng)濟(jì)，取得了巨大的經(jīng)濟(jì)成就，促使許多學(xué)者從理論上論證“出口帶動(dòng)增長(zhǎng)”(ELG)假說(shuō)。比較有代表的研究有：Feder認(rèn)為,出口企業(yè)的高效率的管理體制和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)會(huì)對(duì)非出口部門(mén)產(chǎn)生外溢效應(yīng)，從而提高整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[1]。以Romer等為代表的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論學(xué)派則著重從技術(shù)擴(kuò)散(Romer 1986, Lucas 1988；Grossman & Helpman 1995, Alisana & Rodrick 1999)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)(Helpmen & Krugman 1985, Krugman 1997)角度論證對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用[2]。FDI與出口貿(mào)易的關(guān)系也存在著爭(zhēng)議，一種是認(rèn)為出口貿(mào)易和FDI是替代關(guān)系，另一種是貿(mào)易和FDI是互補(bǔ)關(guān)系，20世紀(jì)90后，以盧卡斯為代表的學(xué)者經(jīng)過(guò)研究肯定了后一種觀點(diǎn)。

FDI 與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系爭(zhēng)論較少，理論界的“兩缺口”模型和內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論都支持FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)關(guān)系，如在我國(guó)改革開(kāi)放初期，積極引入FDI有效地彌補(bǔ)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金缺口，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

魏凱(2002)的研究表明，東部發(fā)達(dá)地區(qū)與西部落后地區(qū)之間GDP增長(zhǎng)率的差異大約90%是由FDI的差異引起的[3]?？蒂澚?、張必松(2006)利用我國(guó)1983～2004年數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)FDI、國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資有雙向因果關(guān)系，但互相影響程度不同；FDI通過(guò)其出口導(dǎo)向與進(jìn)口替代作用，相對(duì)促進(jìn)了出口貿(mào)易的發(fā)展，進(jìn)而間接促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]。齊良書(shū)(2006)研究了中國(guó)GDP、出口和外國(guó)直接投資之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這三者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；短期內(nèi)，出口增長(zhǎng)和FDI流入都顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)反過(guò)來(lái)又吸引了FDI流入，而FDI又促進(jìn)了出口的增加[5]。

1 出口、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

出口、投資和消費(fèi)一直是拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車(chē)”，出口相當(dāng)于來(lái)自國(guó)外的消費(fèi)，而外商投資是構(gòu)成國(guó)內(nèi)總投資的一部分，因此，出口和FDI都是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。

1.1 變量選取、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

表1 各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1984～2011)等統(tǒng)計(jì)資料，搜集以下時(shí)間序列：(1)GDP，中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(億人民幣)，反映中國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量；(2)FDI，實(shí)際外商直接投資數(shù)據(jù)(億美元)；(3)EX，以億人民幣為單位的出口總額。由于FDI數(shù)據(jù)均為以美元計(jì)算的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，為數(shù)據(jù)間的可比性，本文根據(jù)歷年人民幣兌美元年平均匯價(jià)轉(zhuǎn)換成以人民幣計(jì)價(jià)，出口總額、GDP均是以億人民幣為單位。為消除數(shù)據(jù)的波動(dòng)性和異方差，各變量取其對(duì)數(shù)，得到LNGDP、LNFDI、LNEX。

1.2 時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列的回歸分析，要求時(shí)間序列平穩(wěn)，否則可能導(dǎo)致偽回歸，因此，對(duì)各變量進(jìn)行回歸分析前，首先用ADF檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表1所示(其中DLNGDP、DLNFDI、DLNEX分別為三個(gè)變量的一階差分變量)。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：LNGDP、LNFDI、LNEX檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都比在10%的顯著性水平下的臨界值大，所以拒絕原假設(shè)，序列存在單位根即非平穩(wěn)；一階差分后序列DLNGDP、DLNFDI、DLNEX檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平下的臨界值，表示至少可以在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為DLNGDP、DLNFDI、DLNEX序列是平穩(wěn)的，因而可以對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1.3 變量間的E-G協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)作圖我們發(fā)現(xiàn)LNGDP、LNFDI、LNEX變量存在著相似的趨勢(shì)，可能存在協(xié)整關(guān)系，GDP作為一個(gè)總量指標(biāo)，是內(nèi)生變量，而FDI和出口是影響GDP的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，因而是外生變量，以LNGDP為因變量，LNFDI、LNEX為自變量進(jìn)行OLS估計(jì)得到以下結(jié)果：

Eviews6.0回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量和LNEX的T檢驗(yàn)值顯著，而LNFDI的T值不顯著，R2值顯示回歸擬合較好；對(duì)回歸殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果殘差是平穩(wěn)的，則LNGDP和LNFDI、LNEX具有協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由以上結(jié)果可知，5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，殘差為平穩(wěn)序列，因此可以認(rèn)為三個(gè)變量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在長(zhǎng)期，外商直接投資和出口都對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有正效應(yīng)，但出口的正效應(yīng)比FDI流入對(duì)GDP的正效應(yīng)要顯著,根據(jù)回歸系數(shù)來(lái)講，即出口每增長(zhǎng)1%，GDP將增加73%，外商直接投資每增長(zhǎng)1%，GDP將增加1.55%。

1.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

因?yàn)槿齻€(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，因此我們可以對(duì)其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期變化比較敏感，本文分別基于VAR(1)、VAR(2)、VAR(3)、VAR(4)模型檢驗(yàn)各變量間是否有顯著的Granger因果關(guān)系，部分檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出在5%顯著性水平下，滯后期為1時(shí)，LNEX是LNGDP的Granger原因，滯后期為2或4時(shí)，LNFDI是LNGDP的Granger原因，但反過(guò)來(lái)，無(wú)論滯后期如何選擇都無(wú)法拒絕LNGDP不是LNEX或LNFDI得Granger原因，LNEX與LNFDI也無(wú)Granger因果關(guān)系。因此，我們用LNGDP作為解釋變量，LNFDI、LNEX為被解釋變量是合適的，同時(shí)研究該三變量也不適合使用VAR模型。

1.5 建立誤差修正模型

通過(guò)上面的分析知FDI、出口和GDP的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，只要存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系則可以通過(guò)ECM研究各變量短期因果關(guān)系，用ECM(-1)表示系統(tǒng)長(zhǎng)期均衡的影響，通過(guò)實(shí)驗(yàn)，選取一階誤差修正模型是合適的，相關(guān)結(jié)果如下：

回歸結(jié)果顯示方程的F統(tǒng)計(jì)量和各解釋變量變量T值顯著，回歸擬合度較高，各差分項(xiàng)反映的是短期波動(dòng)的影響，結(jié)果表明LNFDI、LNEX都對(duì)LNGDP有正的顯著影響；誤差項(xiàng)是偏離長(zhǎng)期均衡的影響，與LNGDP有負(fù)相關(guān)。從系數(shù)上來(lái)看，外商直接投資短期波動(dòng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值同向波動(dòng)0.1208%；出口短期波動(dòng)1%，GDP將波動(dòng)0.1345%；ECM(-1)的系數(shù)反映的是偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)的調(diào)整力度，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以0.2019調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。

2 結(jié)論及政策建議

協(xié)整檢驗(yàn)表明，中國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、FDI和出口總額之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系；出口和FDI流入都能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用顯著，F(xiàn)DI則較弱，而誤差修正模型所顯示的短期因果關(guān)系是：出口和FDI增加都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向作用，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都比較明顯。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，出口和外商直接投資的增長(zhǎng)都能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并不能促進(jìn)出口的增長(zhǎng)和更多的FDI流入，這也更符合實(shí)際的情況：中國(guó)過(guò)去吸引FDI的流入主要原因就是低廉的勞動(dòng)力成本和一系列優(yōu)惠政策的結(jié)果，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,中國(guó)的勞動(dòng)力成本、土地成本等大幅上升，中國(guó)對(duì)外商的吸引力日趨下降，中國(guó)出口商品的價(jià)格優(yōu)勢(shì)減弱。

政策建議：(1)加大引進(jìn)外商直接投資的力度，把引入FDI與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)結(jié)合起來(lái)，外商投資企業(yè)具有資金、技術(shù)和人才方面的優(yōu)勢(shì)，F(xiàn)DI的外溢效應(yīng)能夠推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)；(2)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的外向型十分明顯，出口依存度大，在當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)低迷，人民幣升值壓力大的環(huán)境下，應(yīng)有意識(shí)提高國(guó)民收入，擴(kuò)大內(nèi)需；(3)中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得偉大成就與實(shí)施對(duì)外開(kāi)放的基本國(guó)策有很大的關(guān)系，出口和FDI不僅短期內(nèi)對(duì)GDP有較大影響，而且存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，因此，中國(guó)應(yīng)加大對(duì)外開(kāi)放力度，進(jìn)一步融入世界經(jīng)濟(jì)體系。

[1]Feder,G.,On Export and Economic growth[J].Journal of Development Economics,1983(12).

[2]Romer,P.M.,Increasing Returns and Long-run Growth[J].Journal of Political Economy,1986(94).

[3]魏后凱.外商直接投資對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,2002(4).

[4]康贊亮,張必松.FDI、國(guó)際貿(mào)易及我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析與VECM模型[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題研究,2006(2).

[5]齊良書(shū).出口、外商直接投資流入與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究,2006(1).

[6]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2002.