王惠清

(三江學(xué)院 商學(xué)院，南京 210000)

0 引言

FDI有助于彌補(bǔ)發(fā)展中國家國內(nèi)投資與儲(chǔ)蓄之間的資金缺口，促進(jìn)當(dāng)?shù)氐馁Y本形成和經(jīng)濟(jì)增長(Chenery and Strout，1966)[1]，而且FDI 技術(shù)溢出對(duì)小國及廣大發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長發(fā)揮著重要作用(Romer，1990)[2]。

對(duì)東道國當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)而言，外資企業(yè)的進(jìn)入使東道國產(chǎn)業(yè)內(nèi)資源配置得到優(yōu)化，通過競爭和示范效應(yīng)刺激東道國企業(yè)提高技術(shù)使用效率(Caves，1974)[3]。但是，F(xiàn)DI對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)的影響還受到人力資本(Borensztein, Gregorio, Lee，1998)和R&D( L.A. Grünfeld，2006)等因素的影響[4-5]。

2011年，我國FDI達(dá)1160億美元，全球排名上升至第二位。然而，我國區(qū)域FDI分布并不平衡，關(guān)于FDI與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，我國的學(xué)者大都從實(shí)證方面進(jìn)行研究。魏后凱(2002) 利用1985年～1999年時(shí)間序列和橫斷面數(shù)據(jù)對(duì)外商投資對(duì)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)東部發(fā)達(dá)地區(qū)與西部落后地區(qū)之間GDP增長率的差異, 大約有90%是由外商投資引起的[6]。

沈坤榮(1999)通過對(duì)省際截面數(shù)據(jù)的計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)資金也大量投向FDI高度集中沿海地區(qū), 這是導(dǎo)致近些年中國沿海與內(nèi)地增長速度與收水平差距拉大的主要原因[7]。徐曉虹(2006)對(duì)1991年～2003年時(shí)間序列和橫斷面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)FDI 對(duì)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展有顯著的影響，區(qū)域間的非均衡分布加劇了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的非均衡發(fā)展[8]。

杜江、郝凱和王亞(2010)，以Cobb-Dauglas 生產(chǎn)函數(shù)為理論模型，運(yùn)用30個(gè)省市區(qū)panel 數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)各省市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度存在明顯差異，F(xiàn)DI 對(duì)于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的顯著相關(guān)性不強(qiáng)，對(duì)中部地區(qū)的國內(nèi)投資有一定的“擠出效應(yīng)”，而對(duì)西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長起到了顯著的推動(dòng)作用[9]。雷欣和陳繼勇(2012) 運(yùn)用基于滯后增廣向量自回歸模型和Bootstrap的異質(zhì)面板“格蘭杰”因果檢驗(yàn)方法，對(duì)中國1987年～2010年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)FDI和經(jīng)濟(jì)增長之間存在異質(zhì)雙向因果關(guān)系[10]。選取2000年～2011年的面板數(shù)據(jù)，采用變系數(shù)模型(并給出了選擇該模型的依據(jù))分析FDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的長期影響，而且采用一階差分誤差修正模型分析了FDI對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長短期波動(dòng)的影響。

1 模型的設(shè)定與檢驗(yàn)

1.1 模型的設(shè)定

全國各省區(qū)市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一致，實(shí)際FDI也不相同，因此，各地區(qū)的FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響表現(xiàn)出了顯著的差異性。為了分析不同地區(qū)實(shí)際FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，采用面板數(shù)據(jù)模型。選擇各地區(qū)、不同時(shí)期的FDI(億元)作為衡量FDI投入水平的指標(biāo)，GDP(億元)作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。為了消除異方差的影響，對(duì)變量分別取對(duì)數(shù)，面板數(shù)據(jù)模型的表達(dá)式為：

InGDPit=ci+αilnFDIit+εiti=1，2，…，N；t=1，2，…，T

(1)

其中，i表示第i個(gè)觀測(cè)單元，t表示第t期的相應(yīng)指標(biāo)，εit是滿足E(εit)=0和var(εit)=σ2的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

選取中國大陸地區(qū)30個(gè)省區(qū)市2000年～2011年的面板數(shù)據(jù)，由于西藏的數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，故將其從樣本中剔除。FDI的原始數(shù)據(jù)都以美元計(jì)值，根據(jù)歷年人民幣與美元的匯率(年平均價(jià))，將其折算成人民幣計(jì)值。數(shù)據(jù)來源主要是2001年～2012年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒[11-12]。

1.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews6.0分別對(duì)面板數(shù)據(jù)lnGDP和lnFDI進(jìn)行檢驗(yàn)，LLC檢驗(yàn)是含有相同單位根的檢驗(yàn)方法，ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)是含有不同單位根的檢驗(yàn)方法。表1給出了三種檢驗(yàn)方法的結(jié)果，lnGDP和lnFDI都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分都是平穩(wěn)的。

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnGDP和lnFDI均為一階單整變量， 在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前檢驗(yàn)lnGDP和lnFDI 的協(xié)整關(guān)系，避免出現(xiàn)偽回歸。采用得到廣泛應(yīng)用的Pedroni 面板協(xié)整檢驗(yàn)方法。lnGDP和lnFDI的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

Pedroni(1999)指出，當(dāng)樣本期較短時(shí)(如T≤20)，Panel v-Stat 和GroupPP-Stat 統(tǒng)計(jì)量的效能較差，只有Panel ADF-stat 統(tǒng)計(jì)量和Group ADF-stat 統(tǒng)計(jì)量有最好的效能，由于本文實(shí)證研究的時(shí)間跨度為2000年～2011年(T=12)，故本文主要依據(jù)Panel ADF-stat 統(tǒng)計(jì)量和Group ADF-stat 統(tǒng)計(jì)量[11]。從表2可以看出，lnGDP和lnFDI 的面板協(xié)整檢驗(yàn)的這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量在5%和1%的置信水平下接受存在協(xié)整關(guān)系的備擇假設(shè)。因此，lnGDP和lnFDI存在協(xié)整關(guān)系，F(xiàn)DI與GDP之間存在長期均衡關(guān)系，即模型(1)的設(shè)定是正確的。

表2 Pedroni 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2 FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的差異與效果

2.1 模型的選擇

根據(jù)截距項(xiàng)向量c和系數(shù)項(xiàng)向量α中各分向量的不同限制要求，面板數(shù)據(jù)模型劃分為三種類型：不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型[12]。具體形式如下：

InGDPit=c+αilnFDIit+εiti=1，2，…，N；t=1，2，…，T

(2)

InGDPit=ci+αlnFDIit+εiti=1，2，…，N；t=1，2，…，T

(3)

InGDPit=ci+αilnFDIit+εiti=1，2，…，N；t=1，2，…，T

(4)

為避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性，需要檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)究竟符合上述三種模型中的哪一種。使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

H1:α1=α2=…=an

H2:c1=c2=…=cn

α1=α2=…=αn

如果接收假設(shè)H2，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型(2)，無需進(jìn)一步檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗(yàn)假設(shè)H1，如果拒絕假設(shè)H1，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型(4)，反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合模型(3)。

在假設(shè)H2下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

若計(jì)算所得統(tǒng)計(jì)量F2的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)H1。

在假設(shè)H1下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1服從相應(yīng)自由度下的F分布，即

表3 lnGDP和lnFDI 模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果(Fixed Effects(Cross))

若計(jì)算所得統(tǒng)計(jì)量F1的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H1，用模型(4)擬合。

其中，S1、S2、S3分別為方程(4)、(3)、(2)的殘差平方和。N為截面的個(gè)數(shù)，T表示時(shí)期總數(shù)，k表示自變量的個(gè)數(shù)。

通過對(duì)樣本數(shù)據(jù)的計(jì)算得到：F2=19.68>F0.05(58,300)，因此拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1，得到：F1=3.40>F0.05(29,300)，因此拒絕假設(shè)H1，采用變系數(shù)模型(4)進(jìn)行估計(jì)。

2.2 模型的回歸結(jié)果

對(duì)模型(4)的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示，估計(jì)方程為(5)式。其中，4.74反映FDI產(chǎn)出效果的整體水平，截距的固定影響c1反映各地區(qū)之間的差異，系數(shù)c2反映FDI的產(chǎn)出彈性系數(shù)，反映FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果。

lnGDPit=4.74+c1+c2lnFDIit

i=1，2，…，N；t=1，2，…，T

(5)

從表3可以看出，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。在30個(gè)省區(qū)市中，新疆和甘肅的截距項(xiàng)最大，說明這兩個(gè)省份在經(jīng)濟(jì)增長上受FDI之外的綜合因素影響較大。FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)影響最大的是廣東，其次是上海，彈性系數(shù)分別為1.80和1.35，顯然，廣東和上海具有強(qiáng)大的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，是對(duì)外開放的窗口，對(duì)外資的吸引毋庸置疑，檢驗(yàn)的結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況相符。除廣東和上海之外，北京、黑龍江、江蘇、湖北和廣西的彈性系數(shù)也較大。FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)影響最小的是甘肅，彈性系數(shù)為0.31，這與甘肅直接利用外資的數(shù)量有很大的關(guān)系，在30個(gè)省區(qū)市中，甘肅的FDI是最少的，因此，其彈性系數(shù)最小。除甘肅外，重慶、云南、四川、新疆和安徽的彈性系數(shù)也比較小。浙江、福建、山東、湖南等省份的彈性系數(shù)處于中等水平。

2.3 FDI的短期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長短期波動(dòng)的影響

模型(5)揭示了FDI與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期波動(dòng)影響進(jìn)行分析，為此，引入長期關(guān)系模型產(chǎn)生的殘差序列ECMit，建立一階差分誤差修正模型為：

△lnGDPit=λiECMit-1+δi△lnFDIit+μit

i=1，2，…，N；t=2，3，…，T

(6)

其中，△表示一階差分，反映短期波動(dòng)的影響。λi為誤差修正系數(shù)，反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度。如果接受λi為零的原假設(shè)，說明誤差修正機(jī)制不能產(chǎn)生，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系是不可靠的，反之是可靠的。如果接受δi為零的原假設(shè)，說明變量之間不存在短期波動(dòng)的影響，反之則存在。對(duì)模型(6)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表4 所示。

表4 FDI與經(jīng)濟(jì)增長的面板誤差修正模型估計(jì)結(jié)果地區(qū)

表4 中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)， 誤差修正機(jī)制發(fā)生，F(xiàn)DI是經(jīng)濟(jì)增長的長期原因。從誤差修正系數(shù)的絕對(duì)值范圍來看，各省份FDI與經(jīng)濟(jì)增長長期穩(wěn)定關(guān)系偏離均衡的調(diào)整力度不大，而且各省份之間相差也不大，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效用較為穩(wěn)定。而大多數(shù)省份的系數(shù)在10%、5%和1%的水平下顯著，從短期動(dòng)態(tài)關(guān)系來看，我國各省份FDI與GDP之間存在一定關(guān)系。河北、遼寧、福建、山東、廣西、海南、四川等省份項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，說明FDI短期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起反方向的作用，一個(gè)可能的原因是，相比較于FDI的溢出效應(yīng)，F(xiàn)DI的擠出效應(yīng)較大。黑龍江省項(xiàng)的系數(shù)最大，為0.56，表明FDI增長率每增加1%，GDP增長率將增加0.56%。長期和短期相比，長期沒有產(chǎn)出彈性系數(shù)為負(fù)的省區(qū)市，而短期項(xiàng)的系數(shù)為正的廣東、上海、北京、黑龍江、江蘇等省市長期內(nèi)產(chǎn)出彈性系數(shù)均在1以上，短期內(nèi)FDI增長率每增加1%，GDP增長率增加的比率卻都不超過1%。甘肅、寧夏、青海和新疆項(xiàng)的系數(shù)統(tǒng)計(jì)上不顯著，說明這四個(gè)省份FDI的短期波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的短期波動(dòng)影響不明顯。

3 結(jié)論與建議

我國各省區(qū)市的FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期的均衡關(guān)系，F(xiàn)DI的增加能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。中、西部地區(qū)的FDI的規(guī)模還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，特別是甘肅、新疆等西部省份。為了更好地發(fā)揮外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用，引導(dǎo)外資向中、西部地區(qū)轉(zhuǎn)移非常必要。中西部地區(qū)的勞動(dòng)力成本相對(duì)便宜，適合發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，因此，可以引導(dǎo)外資的部分勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向中、西部轉(zhuǎn)移。另外，產(chǎn)業(yè)集群可以更好地發(fā)揮FDI的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，因此，要充分發(fā)揮區(qū)域內(nèi)已有的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，積極地建設(shè)中、西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群。同時(shí)，改善中、西部的投資環(huán)境，完善投資服務(wù)，加大融資、稅收等支持力度也非常重要。

對(duì)東部地區(qū)的大部分省區(qū)市而言，短期FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用并不明顯。改革開放初期，外資紛紛進(jìn)入，在東部地區(qū)建廠，主要發(fā)展的是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，但隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，東部地區(qū)的勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)正在逐漸喪失，因此，要優(yōu)化利用外資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。另外，吸引高質(zhì)量的外資和提高利用外資的綜合效益也非常重要。因此，要鼓勵(lì)外資投向高新技術(shù)、節(jié)能環(huán)保和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域，鼓勵(lì)跨國公司在華設(shè)立研發(fā)中心，充分發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。

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