四川外商直接投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析

黃立業(yè)　孫根緊

摘要:外商直接投資(FDI)與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在著相互影響的關(guān)系。本文選取四川省1985-2007年的數(shù)據(jù),對FDI和四川省的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)進行實證分析。實證研究結(jié)果表明:FDI與四川省經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且互為Granger原因。本文最后就實證研究結(jié)果對四川省引進外資提出了幾點建議。

關(guān)鍵詞:FDI 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 Granger因果檢驗

一、引言

在古典時期的經(jīng)濟增長理論中,經(jīng)濟學家就已經(jīng)指出資本積累可以通過增加生產(chǎn)性勞動的數(shù)量和提高勞動生產(chǎn)率而促進經(jīng)濟生產(chǎn)。新古典增長理論認為,經(jīng)濟的長期增長只能有經(jīng)濟體的外生性因素推動,諸如技術(shù)進步和勞動力增加等,而資本積累只能對短期經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。但是自羅伯特·巴羅(Robert Barro)和薩拉伊馬丁(Xavier Sala-i-MAartin)提出內(nèi)生經(jīng)濟增長理論以來,越來越多的經(jīng)濟學者認為資本積累同樣可以推動經(jīng)濟的長期增長。隨著經(jīng)濟全球一體化和國際貿(mào)易的發(fā)展,外商直接投資(FDI)也日益成為東道國重要的資本積累方式。東道國FDI的流入在形成資本積累的同時,也會帶動技術(shù)、管理、網(wǎng)絡(luò)等各個方面一攬子要素的流動,改善了東道國比較優(yōu)勢的形成。

改革開放后,四川FDI的流入規(guī)模一直處于較低水平,至到上世紀90年代,四川FDI開始迅猛增長,到2007年FDI實際利用額為149322萬美元,分別是是1985年的近180倍和1993年的近4倍。同時四川省的國民經(jīng)濟也取得了突飛猛進的發(fā)展,2007年國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)達10505.3億元,相比1993年增長了6倍多。按照一般的推理,FDI的大量流入有利于四川省區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

二、文獻綜述

V.Balasubramanyam M.Salisu和D.Sapsford(1996)在新經(jīng)濟增長理論的基礎(chǔ)上,提出了不同對外貿(mào)易政策下FDI對經(jīng)濟增長作用的模型,在對46個國家的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析中發(fā)現(xiàn),FDI對經(jīng)濟增長的促進作用在實行外向型政策的國家比實行內(nèi)向型政策的國家更大。

關(guān)于FDI對中國經(jīng)濟增長以及國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟增長的影響,國內(nèi)學者也進行了大量的研究。莫旋、譚忠真(2008)利用1992-2007年的數(shù)據(jù)來分析了外國直接投資對經(jīng)濟增長的影響,檢驗結(jié)果表明:我國經(jīng)濟增長與FDI及其滯后量具有較高的正相關(guān)關(guān)系。尹敬東、王佳妮(2009)對1983-2006年中國外商直接投資(FDI)、進口貿(mào)易與GDP的實證研究表明:FDI、進口貿(mào)易與我國經(jīng)濟增長之間具有長期均衡關(guān)系,外商直接投資與進口貿(mào)易對經(jīng)濟增長有長期的促進作用。金素、陸凱旋(2008)利用1985-2006年江蘇省的經(jīng)濟數(shù)據(jù)對江蘇省FDI與經(jīng)濟增長之間關(guān)系研究結(jié)果表明:1992-2006年這一時段內(nèi)江蘇FDI與經(jīng)濟增長之間存在較為穩(wěn)定的關(guān)系,且經(jīng)濟增長對FDI的吸引力大于FDI對經(jīng)濟增長的促進作用。

雖然國內(nèi)已經(jīng)有學者對我國或國內(nèi)某些地區(qū)FDI與GDP之間關(guān)系進行過相關(guān)研究,但是我國地域?qū)拸V,區(qū)域間經(jīng)濟因素存在差異,因此對四川省FDI和GDP進行研究也是很有必要的。下面筆者借鑒國內(nèi)學者的相關(guān)研究,嘗試運用計量經(jīng)濟分析方法對FDI與四川經(jīng)濟增長進行定量分析。

三、數(shù)據(jù)選取與處理

1. 數(shù)據(jù)選取

在研究過程中,本文用四川省國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟增長,外商直接投資(FDI)采用外商直接投資實際利用額。在實證分析中取1985-2007年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間,所有數(shù)據(jù)來自歷年的《四川省統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

2. 數(shù)據(jù)處理

為了減少偏差,使研究更加科學,本文用各年人民幣對美元的年平均匯價,將當年的FDI數(shù)據(jù)折算為以人民幣表示的外商直接投資值。為了消除價格變動的影響,本文中GDP采用以1978年為基期的可比價計算所得的實際值,用RGDP表示;同時用GDP平減指數(shù)(1978=100)將折算后的FDI換算成1978年不變價,用RFDI表示。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變時間序列的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢線性化,消除可能存在的異方差,所以我們對RGDP、RFDI分別進行自然對數(shù)變換,分別用LNRGDP、LNRFDI表示。

本文中所有計量分析均采用Eviews5.0計量軟件進行。

四、實證分析

1. 平穩(wěn)性檢驗(Augment Dickey-Fuller test)

在進行傳統(tǒng)的回歸分析時,為避免“偽回歸”問題,要先對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗方法有DF檢驗法、ADF檢驗法和PP檢驗法,這里我們用擴充的迪福-福勒(ADF)檢驗法,模型如下:

式中:為白噪聲;Δ為一階差分算子;t為時間趨勢;p為滯后階數(shù)。原假設(shè)為:H0:=0,即序列存在單位根,非平穩(wěn)。如果序列經(jīng)過d次差分后,具有平穩(wěn)性,則稱該序列為d階單整序列,表示為～I(d)。當所有序列是同階單整時,才能對它們進行協(xié)整檢驗。

利用ADF檢驗法判斷LNRGDP、LNRFDI變量的平穩(wěn)性,檢驗結(jié)果如下:

注:檢驗形式(C、T、K)分別表示平穩(wěn)性檢驗中是否有常數(shù)項,時間趨勢及滯后階數(shù),其中滯后階數(shù)以SIC準則確。

由表1分析結(jié)果發(fā)現(xiàn):變量LNRGDP、LNRFDI的ADF值都大于5%檢驗水平的三個臨界值,所以LNRGDP和LNRFDI的水平序列都是非平穩(wěn)的。但是ΔLNRGDP和ΔLNRFDI的ADF值都大于5%檢驗水平的三個臨界值,所以兩者都是一階單整序列,即LNRGDP～I(1)、LNRFDI～I(1)。

2. 協(xié)整檢驗

由于非平穩(wěn)的時間序列不能直接進行簡單回歸,需要通過協(xié)整檢驗來驗證各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,也即變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。

首先對變量LNRGDP和LNRFDI進行OLS回歸,估計LNRGDP對LNRFDI的回歸方程,協(xié)整回歸模型如下:

LNRGDP=10.68860+0.594174LNRFDI

(22.40519)(16.75274)

R2=0.930384 ADJUST R2=0.927069 DW=0.685675F=280.6542

第二步檢驗殘差序列是否平穩(wěn),對協(xié)整回歸方程估計殘差序列e進行ADF檢驗,無常數(shù)項和時間趨勢項,檢驗結(jié)果如下:

表2:殘差序列e的 ADF檢驗結(jié)果

變量 ADF統(tǒng)計量 5%臨界值 結(jié)論

e -2.489218 -1.958088 平穩(wěn)

從協(xié)整檢驗過程可以看出,殘差序列e的ADF檢驗統(tǒng)計量為-2.489218小于顯著性水平為5%時的臨界值-1.958088,可以判斷在5%顯著性水平下殘差序列e是平穩(wěn)序列。這說明在95%的概率下變量LNRGDP和LNRFDI之間存在協(xié)整關(guān)系,即外商直接投資和四川經(jīng)濟增長具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從協(xié)整方程可以看出,四川FDI每增長1%,GDP將會增長0.6%,可見外商直接投資對四川經(jīng)濟增長的長期效應(yīng)比較顯著。

3. 誤差修正模型(Error Correction Model ECM)

在前文已經(jīng)確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后,現(xiàn)在可以構(gòu)造誤差修正模型,以檢驗變量之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響將長期關(guān)系模型中的各變量以一階差分的形式重新構(gòu)造,并將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列e作為解釋變量引入,對變量間短期動態(tài)關(guān)系進行檢驗。最后得到一個反映短期動態(tài)關(guān)系的誤差修正方程如下:

ΔLNRGDP=0.115019+0.018417ΔLNRFDI+0.521552ΔLNRGDP(-1)

(2.374995) (0.762153)(2.586150)

-0.025476e(-1)

(-0.696772)

R2=0.373602 Adjusted R2 =0.263061DW=0.792278

上述估計結(jié)果表明,經(jīng)濟增長指標GDP的變化不僅取決于外商直接投資的變化,而且取決于上一期GDP對均衡水平的偏離,殘差序列e估計系數(shù)是-0.028749,系統(tǒng)存在誤差修正機制,即就平均而言,上一年度的非均衡誤差以0.028749的比率修正四川省生產(chǎn)總值的偏離。

4. Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們,兩個變量之間存在著長期的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還有待進一步驗證。下面我們通過Granger因果關(guān)系檢驗法來進行驗證,根據(jù)赤池信息準則確定各變量的滯后階數(shù)為2,對各變量的因果關(guān)系檢檢驗結(jié)果如下:

由表3可知,四川經(jīng)濟增長與吸收外商直接投資之間存在雙向的Granger因果關(guān)系,即不僅LNRGDP是LNRFDI的

Granger原因,而且LNRFDI也是LNRGDP的Granger原因。

五、結(jié)論與建議

1. 通過對FDI和四川GDP之間關(guān)系的實證分析,可以得出以下結(jié)論:通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn),FDI與四川經(jīng)濟增長之間存在著長期均衡關(guān)系,兩個變量長期相互影響。同時由Granger因果關(guān)系檢驗可知,兩者有雙向Granger因果關(guān)系,FDI的流入可以促進四川經(jīng)濟增長,并且經(jīng)濟增長吸引更多的外商直接投資。

2. 針對上文實證研究結(jié)果,提出幾點建議:

第一,優(yōu)化外商投資環(huán)境,實現(xiàn)FDI來源地多元化,促進外資規(guī)模增長。四川地處西部地區(qū),經(jīng)濟發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對落后與、于東、中部地區(qū),這在一定程度上制約了FDI的流入。因此,四川政府要加快職能轉(zhuǎn)換,為外商投資創(chuàng)造良好的經(jīng)濟、法律和社會環(huán)境,以促進外資流入規(guī)?？傮w上升,實現(xiàn)外資來源地多元化。

第二,引導(dǎo)FDI流入的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。四川FDI大多流入第二產(chǎn)業(yè),而第一、三產(chǎn)業(yè)吸引FDI的能力及存量都比較低下。因此四川應(yīng)注重加強對外商投資的引導(dǎo),鼓勵外資流入第一、三產(chǎn)業(yè),由工業(yè)向新型服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移,由傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向資金和知識密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

第三,提高FDI利用效率,升華本土產(chǎn)品優(yōu)勢。在增加FDI引進數(shù)量的同時,承“技術(shù)溢出效應(yīng)”和“管理溢出效應(yīng)”,學習先進技術(shù)和現(xiàn)代管理經(jīng)驗,不斷培養(yǎng)本土品牌。

參考文獻

[1]尹敬東、王佳妮,FDI、進口對中國經(jīng)濟增長影響的比較研究,南京財經(jīng)大學學報,2009(2).

[2]莫旋、譚忠真,FDI與中國經(jīng)濟增長:1992～2007年的實證檢驗,特區(qū)經(jīng)濟,2008(7).

[3]金素、陸凱旋,江蘇FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系分析---基于1985—2006年數(shù)據(jù)的實證研究,南京審計學院學報,2008(5).

[4]V.N Balsubramanyam,M .Salisu,D.Sapsford Foreign direct investment and growth in EP and IS countries[J].Economic Journal,1996,106.