孫臣星

本文基于西南地區(qū)1987-2020年的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與外國直接投資（FDI）數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型分析西南地區(qū)FDI與GDP之間的關(guān)系。通過相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)西南地區(qū)的FDI與GDP之間存在較強的相關(guān)性;通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)西南地區(qū)GDP增速與外商直接投資占GDP比重的增速之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系;通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)在長時期內(nèi)，F(xiàn)DI與GDP之間存在單向的因果關(guān)系。基于上述發(fā)現(xiàn)，本文淺析了目前西南地區(qū)利用外商直接投資存在的缺陷，并提出了可供參考的解決措施。

一、引言

對于外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，F(xiàn)DI是否促進經(jīng)濟增長一直都是經(jīng)濟學(xué)界討論的焦點，至今學(xué)術(shù)界還沒有一個統(tǒng)一的觀點。國外許多專家學(xué)者都對 FDI 與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系作了大量的實證研究， 但由于他們運用的研究方法和選取的計量工具以及建立的計量模型各不相同， 因此， 得出研究結(jié)果和結(jié)論也不一樣。通過查找國內(nèi)外文獻(xiàn)，可發(fā)現(xiàn)基本上存在三種主要的觀點：第一種是FDI對經(jīng)濟增長具有正向促進作用，這方面最具有影響的理論有美國經(jīng)濟學(xué)家Chenery和Strout提出的“兩缺口”理論，以Rovert .M .Solow為代表的新古典增長理論以及Romer的內(nèi)生增長理論，這些理論都表明FDI直接或間接的促進經(jīng)濟的增長;第二種觀點是FDI在一定的條件下才可以促進地區(qū)經(jīng)濟的增長，比如 Blomstrom研究發(fā)現(xiàn)， FDI 是否有利于經(jīng)濟增長主要取決于投資對象國自身的發(fā)展水平。Alfaro 發(fā)現(xiàn)， FDI 對經(jīng)濟增長的影響取決于投資對象國的金融發(fā)展水平。這些研究的側(cè)重點都不同，但總體上對FDI對經(jīng)濟增長的影響是持積極的態(tài)度;第三種觀點是FDI與經(jīng)濟增長無關(guān)，不影響地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。最能說明這個觀點的是 Stroker的研究，他認(rèn)為FDI對經(jīng)濟增長的作用是基于一些非常嚴(yán)格的假設(shè)條件之上的， 現(xiàn)實生活中這些條件是不存在的，因此，他認(rèn)為 FDI 與經(jīng)濟增長之間沒有任何聯(lián)系。近年來，國內(nèi)也有不少學(xué)者對此進行了實證分析， 其中陳浪南運用 OLS 方法對 FDI 與經(jīng)濟變量進行了相關(guān)分析， 他認(rèn)為 FDI 對我國經(jīng)濟有一定程度的影響。江小涓通過研究發(fā)現(xiàn)FDI 促進了我國工業(yè)技術(shù)的進步， 其“示范” 效應(yīng)及其前向和后向企業(yè)的交易互動關(guān)系促進了先進技術(shù)和管理經(jīng)驗在國內(nèi)的擴散。由于FDI發(fā)揮經(jīng)濟效應(yīng)會受到社會、經(jīng)濟、區(qū)位等各方面的綜合影響， 各地區(qū)的經(jīng)濟環(huán)境、區(qū)位條件等又迥然不同。因此， 針對不同地區(qū)應(yīng)作出不同的分析策略。

二、模型設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于中國統(tǒng)計年鑒和西南地區(qū)各省市的統(tǒng)計年鑒，由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失，故將其剔除，最終選取了四川、重慶、云南、貴州四省市的FDI和GDP數(shù)據(jù)作為樣本，時間跨度為1987-2020年。

（二）變量定義

本文選取FDI作為解釋變量，以西南地區(qū)（除西藏外）各省市實際利用外商投資占實際GDP的比重代表FDI。

對于被解釋變量，我們選取GDP作為研究對象，GDP是指按國家市場價格計算的一個國家（或地區(qū)）所有單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果，它是衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標(biāo)，反映了一國或一個地區(qū)的經(jīng)濟實力。為計算GDP的實際增速，我們以1978年的GDP為基數(shù)（100%），從而計算出1987-2020各年的實際GDP。

（三）模型構(gòu)建

為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，本文對被解釋變量GDP和解釋變量FDI取對數(shù)。設(shè)變量LNGDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)， 變量LNFDI表示外商直接投資的自然對數(shù)值。建立回歸方程：

LNGDPt=β0+β1LNFDIt+εt

式中：β0為截距;β1為解釋變量LNFDI對被解釋變量LNGDP變化的彈性系數(shù) （回歸系數(shù)） ;εt為估計誤差。

三、實證分析

（一）描述統(tǒng)計

通過對1987-2020年西南地區(qū)（除西藏外）的GDP和FDI數(shù)據(jù)進行整理，得到了34個有效的樣本，本文采用Eviews7.2軟件進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果如表1所示。

由表1數(shù)據(jù)可知，西南地區(qū)1987-2020年實際GDP的均值為5505.97億元，實際利用外商直接投資占實際GDP的比重的均值為3.89%，F(xiàn)DI與我國總體平均水平相比處于正常水平，但與東部發(fā)達(dá)地區(qū)相比還處于較低水平;1987-2020年西南地區(qū)實際GDP最大值為2018年的18844.29億元，F(xiàn)DI最大值為2011年的11.81%，2011年以后西南地區(qū)直接利用外商投資額有所下降，實際利用外商直接投資占GDP的比重在持續(xù)下降。

（二）相關(guān)性分析

相關(guān)分析是對兩個或多個具有相關(guān)性的變量進行分析，以判斷變量之間的相關(guān)密切程度。若變量之間的相關(guān)密切程度低，則可初步判斷研究該類變量之間的關(guān)系并不具備實際意義。本文通過Eviews7.2軟件對1987-2020年西南地區(qū)的LNGDP和LNFDI進行了簡單的相關(guān)性分析，得到的結(jié)果如表2所示。

（三）單位根檢驗

為進行回歸分析，需要對西南地區(qū)1987-2020年的LNGDP和LNFDI數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，驗證兩個變量的平穩(wěn)性，以防止偽回歸先現(xiàn)象的出現(xiàn)。

本文運用Eviews7.2軟件中的ADF檢驗LNGDP和LNFDI的平穩(wěn)性。采用ADF檢驗通常遵照AIC準(zhǔn)則確定合理的滯后階數(shù)。依據(jù)所選的時間序列性質(zhì)，確定的主要檢驗步驟如下：

第一，對原始的時間序列進行檢驗，假設(shè)其不存在截距項和時間趨勢。若通過檢驗則說明原始時間序列不存在單位根，時間序列平穩(wěn)，檢驗結(jié)束;若未通過檢驗，則進行步驟二。

第二，對原始時間序列進行一階差分，假設(shè)其存在截距項且不存在時間趨勢。若通過檢驗，則說明時間序列在一階差分后不存在單位根，一階差分下的時間序列平穩(wěn)，檢驗結(jié)束;若未通過檢驗，則進行步驟三。

第三，對原始時間序列進行二階差分，假設(shè)其存在截距和時間趨勢。若通過檢驗，則說明時間序列二階差分后不存在單位根，二階差分下的時間序列達(dá)到平穩(wěn)，檢驗結(jié)束。若存在單位根，則說明時間序列為非平穩(wěn)序列，檢驗結(jié)束。

經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)LNGDP和LNFDI其單位根檢驗結(jié)果的t統(tǒng)計量均大于在1%的顯著性水平下的臨界值，故不能拒絕原假設(shè)，于是對LNGDP和LNFDI進行一階差分處理，差分后的單位根檢驗結(jié)果如下表所示。

由上表數(shù)據(jù)可知差分后得到的DLNGDP和DLNFDI均滿足一階平穩(wěn)。一階差分后，DLNGDP的經(jīng)濟含義為GDP增速，DLNFDI的含義為FDI占GDP比重的增速。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗

由單位根檢驗結(jié)果可以確定時間序列LNGDP和LNFDI滿足協(xié)整檢驗的基本條件，常用的協(xié)整關(guān)系檢驗方法由EG檢驗和Johansen檢驗，EG檢驗適用于兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗，Johansen檢驗適用于兩個以上變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗，由于本文想驗證LNGDP和LNFDI之間的協(xié)整關(guān)系，因此采用EG檢驗。EG檢驗分為以下兩個步驟：一是建立兩個變量之間的回歸方程，對兩個變量進行回歸。二是對殘差項進行單位根檢驗，若殘差項平穩(wěn)，則兩個變量之間具有協(xié)整關(guān)系。

對LNGDP和LNFDI進行基于模型 ? ? ? ?進行回歸分析得到的結(jié)果如下所示。

對回歸模型的殘差項進行單位根檢驗，得到的結(jié)果如下表所示。

（五）因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗要求所檢驗的時間序列平穩(wěn)，經(jīng)單位根檢驗發(fā)現(xiàn)DLNGDP和DLNFDI同階單整，經(jīng)EG協(xié)整關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)LNGDP和LNFDI之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，滿足格蘭杰因果關(guān)系檢驗的要求。本文基于Eviews7.2軟件對GDP增速和FDI進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，在滯后期數(shù)為1-4期時，西南地區(qū)的GDP和FDI之間不存在任何格蘭杰因果關(guān)系，說明FDI對經(jīng)濟增長的影響并不能夠在較短的年限內(nèi)體現(xiàn)，這可能與西南地區(qū)利用外商直接投資的方向有直接關(guān)系;在滯后期數(shù)為5-6期時，西南地區(qū)的GDP和FDI存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即長期內(nèi)FDI的增加是促進GDP上漲的格蘭杰原因。