摘要：本文利用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析等主流計(jì)量方法對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明，西部地區(qū)外商直接投資不利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且兩者之間存在雙向的因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整檢驗(yàn)；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解分析

一、文獻(xiàn)回顧

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡是當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中面臨的一個(gè)重要問題，相比中國(guó)東部和中部，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后問題尤為突出，為此中國(guó)政府先后制定了東中部地區(qū)支援西部及西部大開發(fā)等國(guó)家戰(zhàn)略，以此來激勵(lì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。隨著西部經(jīng)濟(jì)的開放，各種市場(chǎng)元素都在發(fā)揮著重要作用，其中外商直接投資對(duì)西部地區(qū)的貢獻(xiàn)就是其中之一。因此，研究外商直接投資對(duì)西部地區(qū)的貢獻(xiàn)度及如何優(yōu)化西部地區(qū)外商直接投資結(jié)構(gòu)就顯得尤為重要。

外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究歷來備受國(guó)內(nèi)外學(xué)者們重視。Balasubramanyam（1996）從國(guó)際貿(mào)易政策的角度提出，實(shí)施出口導(dǎo)向政策的國(guó)家與實(shí)施進(jìn)口導(dǎo)向政策的國(guó)家相比，F(xiàn)DI更有利于出口導(dǎo)向政策國(guó)家經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，且FDI的產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)大于東道國(guó)國(guó)內(nèi)投資的產(chǎn)出彈性。Boreasetein（1998）從技術(shù)轉(zhuǎn)移的角度出發(fā)，通過分析1970～1989年69個(gè)發(fā)展中國(guó)家的外來投資，得出FDI推動(dòng)了生產(chǎn)技術(shù)由工業(yè)國(guó)家向發(fā)展中國(guó)家的轉(zhuǎn)移，且FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)大于國(guó)內(nèi)投資的結(jié)論。Laura Alfaro（2004）從金融市場(chǎng)完善度的角度出發(fā)，通過1975～1998年的跨國(guó)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，東道國(guó)金融市場(chǎng)越完備，東道國(guó)從FDI中獲益越多，且就東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出了計(jì)算FDI與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈有效方法。

從最近國(guó)內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn)來看，國(guó)內(nèi)學(xué)者在國(guó)外學(xué)者理論分析的基礎(chǔ)側(cè)重于對(duì)FDI與東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的共同特點(diǎn)是構(gòu)建一個(gè)擴(kuò)大的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，在模型中加入傳統(tǒng)的FDI統(tǒng)計(jì)變量或其他輔助變量，以此來分析FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

陳浪南等（2002）運(yùn)用傳統(tǒng)上的索洛經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型進(jìn)行實(shí)證研究，他們發(fā)現(xiàn)，以1991年為界限，1991年之前FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的年貢獻(xiàn)率低于0.1 %，之后大約為0.5%。曹偉（2005）借鑒Shivas.Makki&Agapi Somwap的回歸模型，從新的視角考察了FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，得出FDI通過影響中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在此基礎(chǔ)上分析了FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈效應(yīng)。傅元海等（2010）從技術(shù)溢出的角度分析了外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，如果外資企業(yè)本地化，技術(shù)轉(zhuǎn)移與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效成正相關(guān)。鵬程、柳御林（2010）從區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的角度分析了FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出外資對(duì)廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)只具有短期效應(yīng)，而外資對(duì)江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻具有長(zhǎng)期效應(yīng)，提出了FDI與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的新課題。

通過整理外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)可知，學(xué)者們研究的重點(diǎn)集中于中國(guó)整體外資投入與整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，雖然在此基礎(chǔ)上開始注重從不同的角度切入，研究微觀領(lǐng)域外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，但是區(qū)域性的IFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究還是比較少，因此本文研究西部地區(qū)IFDI與西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，試圖在區(qū)域性IFDI與GDP關(guān)系研究方面有所貢獻(xiàn)。

二、數(shù)據(jù)、模型與實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)說明

本文樣本期為1992～2012年。之所以從1992年開始，一方面考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，另一方面考慮中國(guó)開始大規(guī)模吸引外資始于1992年。以西部地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）表示西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，數(shù)據(jù)來自西部地區(qū)各省市（青海、重慶、寧夏、四川、陜西、云南、廣西、甘肅、貴州、內(nèi)蒙古、西藏、新疆）的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值加總。為便于比較和建模，消除價(jià)格因素的影響，采用商品價(jià)格指數(shù)將GDP（以1978年為基期）進(jìn)行價(jià)格平減。西部地區(qū)實(shí)際利用的外商直接投資額表示西部地區(qū)的外商直接投資流入（IFDI），用西部各省市實(shí)際利用的外商直接投資額加總表示；IFDI 用當(dāng)年美元平均匯率換算為以人民幣為單位的值，同樣為消除價(jià)格因素的影響，采用商品價(jià)格指數(shù)對(duì)IFDI進(jìn)行價(jià)格平減。為消除異方差，將變量取自然對(duì)數(shù)值，表示為L(zhǎng)n與Ln。本文數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)金融年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和西部地區(qū)相關(guān)省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）實(shí)證分析

為最大化地消除經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列存在的異方差，本文將所有變量取自然對(duì)數(shù)值，盡可能使其趨勢(shì)線性化。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以避免出現(xiàn)虛假回歸而造成的無效結(jié)論。本文采用ADF（Augmented Dickey-Full）檢驗(yàn)檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。假設(shè)序列yt服從p階自回歸過程，檢驗(yàn)方程為

Ayt=c+δt+λyt-1+φi-1Δyt-i+1+εt

其中c為常數(shù)項(xiàng)、δt為趨勢(shì)項(xiàng)。作假設(shè)檢驗(yàn)為H0：λ=0； H1： λ<0。如果接受原假設(shè)則說明序列yt沒有單位根。方程中加入p個(gè)滯后項(xiàng)，是為了使殘差項(xiàng)εt成為白噪聲。對(duì)于非平穩(wěn)序列，還需檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)性，如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱它是n階單整的，記作I（n）。而變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1可看出，Ln和Ln都是非平穩(wěn)的，而他們的一階差分方程是平穩(wěn)的，即Ln和Ln都是I（1）的過程，符合變量之間具有協(xié)整關(guān)系的條件。因而可以進(jìn)行下一步的 協(xié)整檢驗(yàn)分析、Granger分析及脈沖效應(yīng)函數(shù)和方差分解分析。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于協(xié)整分析而言，通常采用 EG兩步法和 Johansen檢驗(yàn)法。Johansen檢驗(yàn)法適合多變間協(xié)整分析，這里采用后者來分析IFDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的思想為，在建立VAR模型前首先要根據(jù)LR統(tǒng)計(jì)量、FPE、SC、AIC 和 HQ 信息準(zhǔn)則來判斷最為合適的滯后期 k。根據(jù)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)以及非約束的VAR模型的AIC和SC準(zhǔn)則，我們選擇最優(yōu)滯后介數(shù)為2，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

第一個(gè)似然統(tǒng)計(jì)量大于1%水平下的臨界值，因而第一個(gè)原假設(shè)被拒絕，第二個(gè)原假設(shè)被接受，表明西部地區(qū)FDI與GDP兩者之間僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即西部地區(qū)FDI與GDP存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，進(jìn)一步得到協(xié)整方程。

標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程為：

Ln= 7.892691-0.213774Ln+

（0.11486） （0.02773）

0.226772@TREND（86）+u

似然比：49.58705

從協(xié)整方程可以看出，西部地區(qū)GDP與FDI之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)?shù)谾DI每增加一個(gè)百分點(diǎn)，GDP減少0.213774個(gè)百分點(diǎn)，表明外商直接投資不利于西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家分析中國(guó)整體的外商直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論相悖，表明外商直接投資在促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面確實(shí)存在一些問題或不足，這更顯文章研究的重要性。

3.因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)僅能夠檢驗(yàn)出變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有因果性還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。為使研究更加深入，我們對(duì)西部地區(qū)FDI與GDP之間的Granger因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

從表3可以看出，在8%的顯著水平下，和互為Granger原因，即西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有促進(jìn)外商直接投資的流入，另一方面，外商直接投資也沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。其結(jié)論與協(xié)整關(guān)系得到的結(jié)論相一致?？梢姡鞑康貐^(qū)引入的外資沒有對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮作用，外資帶來的資本效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)等推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的傳導(dǎo)機(jī)制作用微小，傳統(tǒng)上單純的引進(jìn)外資就能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的觀點(diǎn)是錯(cuò)誤的。

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在擾動(dòng)項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。對(duì)一個(gè)變量的沖擊直接影響這個(gè)變量，并且通過 VAR 模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有的內(nèi)生變量， 在 VAR 模型結(jié)構(gòu)中可以利用沖擊反應(yīng)函數(shù)識(shí)別出各個(gè)效應(yīng)對(duì) IFDI 沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)過程。圖1和圖2表示了IFDI脈沖響應(yīng)函數(shù)的曲線圖，直觀地刻畫了各變量之間的相互關(guān)系。

圖1表示了GDP對(duì)IFDI沖擊的影響，GDP對(duì)IFDI的沖擊在第1期就表現(xiàn)明顯，在第2期達(dá)到了最大值17.1%，之后影響雖然有些下降，但一直保持正向性，表明GDP的變動(dòng)會(huì)即刻產(chǎn)生IFDI的變動(dòng)，影響力隨時(shí)間推移而變小。

圖2表示了IFDI對(duì)GDP沖擊的影響，IFDI對(duì)GDP的沖擊在第1期為正，此后一直為負(fù)向性，且負(fù)向性隨時(shí)間推移呈現(xiàn)加強(qiáng)趨勢(shì)，之后在高點(diǎn)2.3%之后趨于穩(wěn)定。這表明IFDI的變動(dòng)除第一期促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)外，其余各期都不利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展，并且這種不利趨勢(shì)具有長(zhǎng)期影響效果，一直延續(xù)到第十期?？梢姡琁FDI的流入對(duì)西部地區(qū)沒有發(fā)揮應(yīng)有的促進(jìn)作用，反而不利于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

方差分解是另一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性的方法，它是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，計(jì)算出每一個(gè)變量沖擊的相對(duì)重要性，即變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)率的比重。然后隨時(shí)間的變化觀察重要的信息，從而估計(jì)該變量的時(shí)滯效應(yīng)。 圖3和圖4表示了IFDI與GDP的方差分解分析。

根據(jù)方差分解的結(jié)果：由圖3可知，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊對(duì)外商直接投資變動(dòng)的解釋度比較平穩(wěn)，維持在18%左右；圖4可知，外商直接投資的沖擊對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋隨著時(shí)間的推移逐漸上升，從第六期后開始達(dá)到峰值，并趨于穩(wěn)定，維持在35%左右。這表明在長(zhǎng)期均衡中，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Ln）變化對(duì)外商直接投資（Ln）變化的貢獻(xiàn)度顯著小于外商直接投變化對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。其結(jié)論與各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)論基本一致。

三、結(jié)論和建議

本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、Jason協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，利用1992～2012年的數(shù)據(jù)實(shí)證研究了西部地區(qū)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論。一是西部地區(qū)GDP與FDI之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)?shù)谾DI每增加一個(gè)百分點(diǎn)，GDP減少0.213774個(gè)百分點(diǎn)，表明外商直接投資不利于西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。二是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和西部地區(qū)外商直接投資互為Granger原因，即西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有促進(jìn)外商直接投資的流入；另一方面，外商直接投資也沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。三是基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析表明：長(zhǎng)期內(nèi)，西部地區(qū)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為影響，且影響為負(fù)，即西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不利于外商直接投資的引入，同時(shí)外資的進(jìn)入會(huì)阻礙西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

西部地區(qū)外商直接投資的流入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系同傳統(tǒng)上的全國(guó)外商直接投資流入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系不相符，即西部地區(qū)外資的流入不利于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，且經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也不會(huì)導(dǎo)致外資流入的增加。這表明西部地區(qū)在處理外資與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展方面存在問題，為了更好地發(fā)揮外資對(duì)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，特提出如下建議：（1）優(yōu)化外資結(jié)構(gòu)，促進(jìn)西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資，減少可能對(duì)西部地區(qū)當(dāng)?shù)刭Y本產(chǎn)生擠出效應(yīng)的投資，根據(jù)西部地區(qū)的實(shí)際需求引資，使引資不帶有盲目性；（2）吸引外商直接投資，不僅要關(guān)注外商直接投資的數(shù)量更要關(guān)注外商直接投資的質(zhì)量，充分發(fā)揮外商直接投資在西部地區(qū)知識(shí)技術(shù)溢出的作用，提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的自主創(chuàng)新能力和勞動(dòng)生產(chǎn)率；（3）通過相關(guān)政策導(dǎo)向使外商直接投資結(jié)構(gòu)的變化與西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要求相一致，進(jìn)一步促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；（4）充分考慮引進(jìn)外資所帶來的環(huán)境后果和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量，引進(jìn)所謂綠色GDP概念；（5）充分考慮引進(jìn)外資的能耗及節(jié)能效果，考慮到經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)性發(fā)展。

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（作者單位：上海理工大學(xué)）