■ 趙健兵 張寬 吳平（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 成都 611130）

引言

Hausmann 等（2007）通過構(gòu)建新的統(tǒng)計(jì)變量即出口技術(shù)復(fù)雜度，研究認(rèn)為一國擁有高技術(shù)含量出口商品的能力將從國際貿(mào)易中獲取更多利益從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。FDI在改革開放初期對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對(duì)外貿(mào)易具有一定積極作用，但隨著我國經(jīng)濟(jì)水平和結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，這種積極作用是否是一成不變的呢？出口商品結(jié)構(gòu)、FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系到底如何？其影響程度到底有多大？本文基于現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)建立VAR模型，對(duì)其關(guān)系進(jìn)行定量分析，嘗試回答以上問題并提出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)建議。

文獻(xiàn)回顧

唐宜紅等（2010）從細(xì)分出口商品角度研究認(rèn)為我國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)鍵因素是勞動(dòng)力素質(zhì)提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和金融市場(chǎng)完善，而FDI作用非常有限。朱敏（2013）和肖秋利（2013）的研究認(rèn)為FDI不能促進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，劉舜佳（2004）、王洪慶（2005）的研究結(jié)果剛好相反。關(guān)于出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，現(xiàn)在主流經(jīng)濟(jì)理論和實(shí)證檢驗(yàn)都支持出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的論斷。根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)原則，一國出口工業(yè)制成品的比重越高，則可以有力地改善貿(mào)易條件，獲得更多的出口利益，進(jìn)而在國際分工中處于一個(gè)比較有利的地位。易力等（2006）、丁雯（2007）等得出了出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。在研究FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系上不管是理論研究還是實(shí)證檢驗(yàn)都圍繞著FDI到底能否促進(jìn)東道國的經(jīng)濟(jì)增長問題展開爭(zhēng)論。其中支持FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論假設(shè)認(rèn)為利用和吸收外國資本能為東道國帶來資本積累效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。傅元海（2010）、封偉毅（2014）等基于FDI的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)視角論證了其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極作用。

研究設(shè)計(jì)

VAR模型把每一個(gè)外生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，是包含多個(gè)方程的非結(jié)構(gòu)化模型。本文分別用EX、FDI、GDP 代表出口商品結(jié)構(gòu)、外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長。則模型中，Yt由三個(gè)內(nèi)生變量組成即EX、FDI、GDP，A表示相應(yīng)的系數(shù)矩陣，P 表示內(nèi)生變量的滯后階數(shù)，εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文分析數(shù)據(jù)為1983-2012的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，均來自于中宏經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。出口商品結(jié)構(gòu)EX用工業(yè)制成品出口額與初級(jí)產(chǎn)品出口額的比表示，數(shù)值越大表明出口商品結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，因?yàn)楣I(yè)制成品絕大多數(shù)屬于資本技術(shù)密集型產(chǎn)品。FDI 為樣本年度內(nèi)利用外資的存量，GDP為國內(nèi)生產(chǎn)總值。GDP值通過人民幣兌美元的年均匯價(jià)轉(zhuǎn)化為美元，F(xiàn)DI和GDP單位統(tǒng)一為億美元，為了減弱物價(jià)因素影響，以1983年為基期所有數(shù)據(jù)對(duì)CPI 指數(shù)進(jìn)行平減。為減小模型異方差和提高模型擬合度對(duì)FDI和GDP取對(duì)數(shù)，記為LNFDI和LNGDP，則模型建立結(jié)果可以用矩陣形式表示為：

模型分析結(jié)果

（一）ADF 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

“△”表示一階差分，變量的一階差分記為△EX、△LNGDP、△LNFDI。檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）表明原序列不平穩(wěn)，***、**、*表示在1%、5%、10%顯著水平下拒絕原假設(shè)，一階差分后變得平穩(wěn)，屬于一階單整序列。

（二）基于VAR 模型的協(xié)整分析

根據(jù)的VAR 模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，建立滯后1期的VAR模型。經(jīng)過對(duì)模型的特征根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，特征根倒數(shù)的模型均小于1，位于單位圓內(nèi)，說明建立的VAR 模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行進(jìn)一步分析。

基于VAR 模型的Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)（見表2）應(yīng)該注意滯后期的選擇和協(xié)整回歸檢驗(yàn)形式的選擇，本文VAR模型滯后期為1則協(xié)整檢驗(yàn)滯后期選擇為0，由于LNGDP差分后仍然帶有一定趨勢(shì)，所以選擇Eviews 中協(xié)整檢驗(yàn)的第4 項(xiàng)檢驗(yàn)形式（趙華等，2004；鐘志威等，2008），檢驗(yàn)結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資、出口商品結(jié)構(gòu)之間存在一個(gè)長期均衡關(guān)系，其標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程為：

協(xié)整方程中，出口商品結(jié)構(gòu)的系數(shù)為正，說明出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化即出口更多的工業(yè)制成品特別是高新技術(shù)產(chǎn)品對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)作用；而外商直接投資的系數(shù)為負(fù)，與一般的經(jīng)濟(jì)理論相悖，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用，后面將結(jié)合具體的VAR模型進(jìn)行分析。

（三）基于VAR模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在LNGDP方程中，出口商品結(jié)構(gòu)和外商直接投資都是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，方程的聯(lián)合檢驗(yàn)也支持這個(gè)結(jié)果。而在LNFDI和EX方程中不管是方程檢驗(yàn)還是聯(lián)合檢驗(yàn)都表明，經(jīng)濟(jì)增長不是外商直接投資和出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的原因，外商直接投資和出口商品結(jié)構(gòu)之間同樣也不存在顯著的格蘭杰原因（見表3）。

（四）VAR 具體模型分析

根據(jù)變量建立VAR模型，估計(jì)結(jié)果如表4 所示，則具體的模型形式如下：

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

表3 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表4 VAR 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

在上述模型中只有模型LNGDP方程中所有的系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)到0.98748，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為737.148，說明模型的擬合效果和整體線性顯著性非常好，能夠較好地解釋內(nèi)生變量之間的滯后影響關(guān)系。在LNGDP方程，出口商品結(jié)構(gòu)的滯后1期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的依然系數(shù)為正，與協(xié)整方程和格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果一樣，說明出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化確實(shí)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這主要是因?yàn)槌隹诟呒夹g(shù)含量，高附加值的工業(yè)制成品能夠更加顯著地增加國內(nèi)收入。而外商直接投資在協(xié)整檢驗(yàn)和VAR 具體模型分析中系數(shù)都為負(fù)，但是又通過了格蘭杰因果檢驗(yàn)，說明了FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間具有復(fù)雜的影響關(guān)系，目前就其關(guān)系的研究學(xué)術(shù)界爭(zhēng)論也較大，支持FDI 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長觀點(diǎn)主要是FDI 給東道國帶來的資本積累效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，通過增加就業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長等。而反對(duì)者認(rèn)為，現(xiàn)有的一些研究表明FDI 所帶來的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)并不明顯，帶來的就業(yè)增長也不顯著反而會(huì)導(dǎo)致大量失業(yè)，而且經(jīng)濟(jì)理論也認(rèn)為FDI 的大量進(jìn)入對(duì)國內(nèi)投資具有“擠出”效應(yīng)，這些在實(shí)證研究方面也得到了較多的驗(yàn)證。就我國而言，F(xiàn)DI相對(duì)于國內(nèi)投資總額的比重還是較小，從1983 的約2%上升到1994年最高約19%，之后總體呈下降趨勢(shì)，到2012年回到約2.8%水平。說明我國經(jīng)濟(jì)增長主要還是依靠國內(nèi)投資的拉動(dòng)，可能是因?yàn)镕DI 性質(zhì)，如來自發(fā)達(dá)國家的大多為資本技術(shù)密集型FDI，則對(duì)我國的就業(yè)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，加上對(duì)國內(nèi)投資的“擠出”效應(yīng)，總體的負(fù)面效應(yīng)大于FDI帶來的資本積累效應(yīng)，所以實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果系數(shù)為負(fù)數(shù)。但不可否認(rèn)的是在改革開放初期FDI為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展是有一定積極意義的，但是隨著經(jīng)濟(jì)和FDI 結(jié)構(gòu)的變化，這種積極作用也發(fā)生了變化。

結(jié)論與政策建議

本文對(duì)我國1983-2012年的經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資、出口商品結(jié)構(gòu)時(shí)間序列數(shù)據(jù)利用VAR模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長、出口商品結(jié)構(gòu)、外商直接投資直接存在長期均衡關(guān)系，協(xié)整方程、格蘭杰因果檢驗(yàn)、VAR滯后模型都表明，出口商品結(jié)構(gòu)的改善能夠顯著地增加國內(nèi)生產(chǎn)總值，出口商品中工業(yè)制成品比重越大對(duì)經(jīng)濟(jì)增長越有利，這與絕大多數(shù)的研究結(jié)果相一致。外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響具有復(fù)雜性，協(xié)整方程和VAR模型系數(shù)結(jié)果都表明FDI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長在長期內(nèi)具有抑制作用，但格蘭杰因果檢驗(yàn)表明外商直接投資是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。經(jīng)濟(jì)增長對(duì)外商直接投資和出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化都有作用但不顯著，外商直接投資與出口商品結(jié)構(gòu)之間也沒有顯著關(guān)系。因此在以后經(jīng)濟(jì)發(fā)展中應(yīng)減少初級(jí)產(chǎn)品出口，增加工業(yè)制成品出口，優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)。同時(shí)對(duì)FDI的作用進(jìn)行多維度審視，合理調(diào)整外商直接投資政策。

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