外商直接投資與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究——基于廣西數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

詹小穎

（梧州學(xué)院 經(jīng)濟(jì)系，廣西 梧州 543002）

外商直接投資與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究
——基于廣西數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

詹小穎

（梧州學(xué)院 經(jīng)濟(jì)系，廣西 梧州 543002）

以廣西1990年～2007年樣本區(qū)間的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，建立回歸模型對(duì)外商直接投資與廣西經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，在樣本區(qū)間內(nèi)，廣西經(jīng)濟(jì)增長不是外商直接投資的格蘭杰原因，外商直接投資是廣西經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，但外商直接投資對(duì)廣西經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果不明顯。

外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長；因果關(guān)系

外商直接投資 （Foreign Direct Investment,簡稱FDI）與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響成為國內(nèi)外理論界探討的一個(gè)熱點(diǎn)，也是近年來實(shí)證研究的熱點(diǎn)問題，不少學(xué)者注意到我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異與FDI區(qū)位分布的密切關(guān)系。Kueh （1992）對(duì)FDI對(duì)中國沿海開放地區(qū)國內(nèi)投資、工業(yè)產(chǎn)出和出口的影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)區(qū)域總資本形成做出了很大貢獻(xiàn)，外商投資企業(yè)已經(jīng)成為沿海地區(qū)重要的工業(yè)生產(chǎn)商和出口商。Sun （1998）則認(rèn)為 FDI是導(dǎo)致改革開放以來東部和西部地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長差異和收入不平等的最重要的因素。[1]魏后凱（2002）建立了一個(gè)單一方程的回歸模型，把GDP作為被解釋變量，選取國內(nèi)投資、政府投資、民間投資、就業(yè)人數(shù)與FDI為解釋變量，分別利用我國1985年～1999年的時(shí)序和橫截面數(shù)據(jù)，實(shí)證分析FDI對(duì)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。其回歸結(jié)果表明，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FDI引起的。王成崎 （2002）在對(duì)FDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的方向研究的基礎(chǔ)上，將全國31個(gè)省市的經(jīng)濟(jì)增長作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，其結(jié)論認(rèn)為無論在全國還是省市分組的層次上，經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平和政策因素均強(qiáng)烈地影響FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，特別在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，F(xiàn)DI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響更強(qiáng)烈。

改革開放特別是20世紀(jì)90年代以來，廣西利用外資規(guī)模顯著增長，吸引外資的規(guī)模一直在西部地區(qū)名列前茅。外商直接投資在促進(jìn)廣西的資源開發(fā)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整、就業(yè)崗位的提供等方面取得了一定的成績，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用究竟有多大，筆者擬對(duì)這一問題進(jìn)行實(shí)證研究。

一、數(shù)據(jù)來源與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的選取與相關(guān)性分析

筆者選取1990年～2007年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間（見表1），廣西實(shí)際利用外國直接投資 （FDI）與國內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）兩個(gè)變量。由于1990年以前的外商直接投資相當(dāng)少，所以選取1990年為樣本數(shù)據(jù)起始點(diǎn)，樣本的原始數(shù)據(jù)來源于歷年 《廣西統(tǒng)計(jì)年鑒》及廣西統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。為統(tǒng)一計(jì)量單位，F(xiàn)DI的美元值采用該年度平均匯率折算成人民幣值來表示，匯率水平來自《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1 1990年～2007年廣西GDP與FDI （單位：億元人民幣）

由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉淼膮f(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中因價(jià)格指數(shù)變化可能存在的異方差。因此，對(duì)GDP與FDI兩個(gè)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，得出新的變量序列LNGDP與LNFDI。LNGDP與LNFDI的變化趨勢(shì)顯示兩個(gè)變量的變動(dòng)方向一致，變化特征較為相似，因此可以判斷它們之間具有一定的共同趨勢(shì)。為消除共同趨勢(shì)的影響，對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行一階差分，一階差分后的變量分別用DLNGDP、DLNFDI表示，其變化趨勢(shì)如圖1所示。

圖1 DLNGDP與DLNFDI的變化趨勢(shì)圖

為檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間關(guān)系的密切程度，對(duì)DLNGDP與DLNFDIl兩變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果如表2所示。

表2 LNGDP與LNFDI的相關(guān)性分析結(jié)果

從上頁表1可以看出，兩個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.628，說明兩個(gè)變量之間存在著一定的相關(guān)性，表明廣西經(jīng)濟(jì)增長與FDI之間存在著線性相關(guān)關(guān)系。但變量之間相關(guān)系數(shù)較大并不說明他們之間就具有因果關(guān)系，因此，需要用協(xié)整理論與因果關(guān)系分析變量之間的具體關(guān)系。而要進(jìn)行協(xié)整分析，就必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)變量間的平穩(wěn)性。

（二）單位根檢驗(yàn)——平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列分析的一個(gè)難點(diǎn)是變量的平穩(wěn)性考察,因?yàn)榇蟛糠终w經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都有一個(gè)隨機(jī)趨勢(shì),這些時(shí)間序列被稱為 “非平穩(wěn)性” 時(shí)間序列，當(dāng)用于平穩(wěn)時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)方法運(yùn)用于非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)分析時(shí)，人們很容易做出安全錯(cuò)誤的判斷（陳焰、陳永志，2004）。因此，動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論要求在進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)實(shí)證的分析時(shí)，首先必須進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則分析時(shí)會(huì)出現(xiàn) “偽回歸”現(xiàn)象，以此作出的結(jié)論很可能是錯(cuò)誤的。一個(gè)時(shí)間序列是否為平穩(wěn)序列，以及如果是不平穩(wěn)的情況下它是幾階的單整序列都要通過計(jì)量檢驗(yàn)來確定。目前，檢驗(yàn)時(shí)間序列單位根的最常用的方法是Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗(yàn)法。應(yīng)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)LNGDP、LNFDI、DLNGDP、DLNFDI序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)可知，所有自然對(duì)數(shù)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，說明存在單位根，不能拒絕零假設(shè)H0：ρ=1；而它們的一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值均小于相應(yīng)的臨界值，表明至少可以在相應(yīng)的置信水平下拒絕零假設(shè)H0：ρ=1，因此兩變量的一階差分序列不存在單位根，為平穩(wěn)I（1）序列，滿足協(xié)整分析的前提。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

兩個(gè)變量雖然具有各自的長期波動(dòng)規(guī)律，但變量之間是否是協(xié)整的、是否存在著一個(gè)長期穩(wěn)定的比例關(guān)系要運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)方法來進(jìn)行檢驗(yàn)。[2]協(xié)整檢驗(yàn)主要有Engle與Granger（1987）提出的兩步法 （簡稱EG法）、 Johansen和Juselius（1990）提出的極大似然法 （簡稱JJ法），EG法適用于檢驗(yàn)兩變量的協(xié)整關(guān)系，JJ法適用于多變量的模型。因?yàn)樵诒疚闹兄挥袃蓚€(gè)變量，所以利用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。由于本模型中的GDP和FDI都是一階單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。用普通最小二乘法進(jìn)行回歸，此時(shí)系統(tǒng)會(huì)自動(dòng)生成殘差，令殘差序列為EC，對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，滯后期為0，無常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。

圖2 殘差項(xiàng)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從圖2可以看出，ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值為3.89078，大于三個(gè)顯著水平下的臨界值的絕對(duì)值，得出殘差序列為平穩(wěn)序列，可以說明LNGDP與LNFDI之間具有協(xié)整關(guān)系，即外商直接投資與廣西的經(jīng)濟(jì)增長具有共同的增長趨勢(shì)，保持著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。[3]

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，廣西經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資之間存在著長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系并不能證明二者之間是否存在因果關(guān)系以及因果關(guān)系的方向如何。因此，可以采用GRANGER（1969）[4]提出的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)LNGDP和LNFDI進(jìn)行檢驗(yàn)，滯后項(xiàng)為2：

圖3 LNGDP與LNFDI因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

如圖3所示，在顯著水平5%時(shí)可以拒絕假設(shè)“LNFDI does not Granger Cause LNGDP” （FDI不是經(jīng)濟(jì)增長的原因），但不能拒絕假設(shè) “LNGDP does not Granger Cause LNFDI” （經(jīng)濟(jì)增長不是FDI的原因）。它說明在顯著水平5%時(shí)，LNFDI是LNGDP的格蘭杰原因，而LNGDP不是LNFDI的格蘭杰原因，所以，在顯著水平為5%時(shí)二者之間存在單向的因果關(guān)系。這表明，外商直接投資是廣西經(jīng)濟(jì)增長的原因，而經(jīng)濟(jì)增長不是外商直接投資的原因。

（五）回歸分析

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明FDI是經(jīng)濟(jì)增長的原因，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的具體影響效果是多大，要求建立線性回歸模型進(jìn)行分析。為確立FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的具體作用與影響，可以建立二者的一元線性回歸方程：

其中，α、β為待估的回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

對(duì)LNGDP與LNFDI進(jìn)行線性回歸分析，得到回歸方程為：

同時(shí)得到 R2=0.394605，AR2=0.356768，F(xiàn)=10.42901，D.W=0.130188，R2是模型的回歸系數(shù)，表示對(duì)樣本觀測值的擬合程度。R2=0.394605表明模型在總體上擬合優(yōu)度一般。AR2是修正的樣本決定系數(shù)。F統(tǒng)計(jì)量是對(duì)回歸模型中的假設(shè)檢驗(yàn)，F(xiàn)=10.42901，大于臨界值，表明該模型的總體線性關(guān)系的顯著性通過檢驗(yàn)。

從以上回歸方程可知，廣西實(shí)際利用外商直接投資每增1%，就會(huì)帶來其國內(nèi)生產(chǎn)總值0.405%的增長。這說明，直接利用外資對(duì)廣西經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用并不明顯，即廣西外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系強(qiáng)度較小。

二、結(jié)論和政策建議

通過對(duì)1990年~2007年廣西利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)分析，可以得出以下基本結(jié)論：外商直接投資與廣西經(jīng)濟(jì)增長之間具有協(xié)整關(guān)系，這種協(xié)整關(guān)系保持著長期穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。從因果關(guān)系來看，外商直接投資與廣西經(jīng)濟(jì)增長存在單向因果關(guān)系，即FDI是廣西經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，但FDI對(duì)廣西經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較小，說明廣西引進(jìn)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效果不明顯，其作用具有一定的滯后期?；诖耍瑸檫M(jìn)一步發(fā)揮外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用、有效提升廣西經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，提出具體政策建議。

（一）提高廣西吸收外資的能力

區(qū)域外資吸收能力包括引進(jìn)能力、利用能力以及擴(kuò)散能力。具體來說,引進(jìn)外資規(guī)模與業(yè)績、運(yùn)用外資質(zhì)量與效益以及外資知識(shí)效應(yīng)擴(kuò)散程度決定著一個(gè)地區(qū)綜合吸收外資的能力。從目前的情況來看，廣西吸收外資能力較弱，仍處在以引進(jìn)能力為主導(dǎo)作用的階段。因此，廣西不僅要擴(kuò)大利用外商直接投資規(guī)模，同時(shí)還需提高利用外資的質(zhì)量與技術(shù)吸收能力，實(shí)現(xiàn)外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。

（二）提高廣西的產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展能力

為了節(jié)省信息搜尋成本、共享企業(yè)重要資源、分?jǐn)偼獠砍杀?、減少外部市場的不確定性,產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)現(xiàn)已成為外資選址的一個(gè)重要因素。廣西的工業(yè)水平還比較低，工業(yè)的發(fā)展階段還處在初期階段，所以政府應(yīng)在產(chǎn)業(yè)集聚方面加強(qiáng)規(guī)劃與引導(dǎo)，加快產(chǎn)業(yè)集聚。如廣西目前應(yīng)抓住粵港澳產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的機(jī)遇，尤其對(duì)食品、醫(yī)藥、服裝加工、精細(xì)化工、化學(xué)新材料和信息技術(shù)等領(lǐng)域進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，形成產(chǎn)業(yè)集群，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)聚集效應(yīng)，吸引同類產(chǎn)業(yè)外資。

（三）繼續(xù)改善投資環(huán)境

首先要繼續(xù)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施和基礎(chǔ)工業(yè)的配套建設(shè)。城市基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)劃、建設(shè)、管理與運(yùn)作要適應(yīng)現(xiàn)代化的要求。在加大基礎(chǔ)設(shè)施等硬環(huán)境建設(shè)的同時(shí)，繼續(xù)加強(qiáng)軟環(huán)境建設(shè)。一是進(jìn)一步完善投資政策；二是政府職能部門要切實(shí)轉(zhuǎn)變工作作風(fēng)，提高辦事效率，提高服務(wù)質(zhì)量，提高工作水平，進(jìn)一步加大利用外資項(xiàng)目審批管理力度，逐步建立起一個(gè)科學(xué)、合理、規(guī)范、簡潔、高效的審批管理程序，努力為外商投資提供便利；三是建立、健全有關(guān)法律法規(guī)，用法律規(guī)范市場，規(guī)范招商引資，形成公平競爭的優(yōu)良環(huán)境。

（四）重視人力資本和創(chuàng)新能力的培育

在影響外商直接投資區(qū)位選擇的眾多因素中，人力資本存量起到至關(guān)重要的作用。同時(shí)，人力資本決定了對(duì)外資技術(shù)外溢效應(yīng)的吸收程度，從而最終決定了外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。廣西現(xiàn)階段人力資源數(shù)量較多，但整體素質(zhì)較差，開發(fā)難度大、人才流失嚴(yán)重。因此，應(yīng)加大人力資本教育投入力度，改善人力資本培育結(jié)構(gòu)，構(gòu)建產(chǎn)學(xué)研結(jié)合的科技創(chuàng)新體系，提高人力資源的整體素質(zhì)以提高外資外溢效應(yīng)的消化、吸收和創(chuàng)新能力是廣西必須要解決的課題。

[1]邵汝軍.我國八大經(jīng)濟(jì)區(qū)利用外資的經(jīng)濟(jì)效果分析[J].南京師大學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版,2007（3）.

[2]李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2000.

[3]鐘曉兵,伍楠林,白雙鸝.外商直接投資與黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].國際貿(mào)易問題,2007（10）.

[4]GRANGER,C.W.J.Investigating Causal Relations by Econometric Models:Cross Spectral Methods[J].Econometrica,1969,vol.37:424-438.

On the Relationship between FDI and Economic Growth in Guangxi——An Empirical Analysis based on the Statistics of Guangxi

Zhan Xiaoying
（Economics Department,Wuzhou University,Wuzhou 543002,China）

Based on the statistics collected during the sampling period of 1990-2007,taking advantage of the Causality Testing Method of Granger and the Co-integration Testing Method,setting up a regression model,this paper empirically analyzes the relationship between FDI （foreign direct investment）and the economic growth in Guangxi.The study shows that the economic growth in Guangxi,during the sampling period of time,is not a Granger Cause of FDI,that FDI is a Granger Cause of the economic growth in Guangxi but it doesn't have remarkable effect on accelerating the economic growth in Guangxi.

FDI；economic growth；Causality

F127

A

1673-8535（2010）01-0032-06

2009-11-24

廣西社會(huì)科學(xué)界聯(lián)合會(huì)資助課題（桂社科聯(lián)〔2009〕31號(hào)）；廣西高校“十一五”重點(diǎn)建設(shè)研究基地（桂教科研[2007]20號(hào)文）

詹小穎（1978-），女，湖北黃岡人，梧州學(xué)院經(jīng)濟(jì)系講師，碩士研究生，研究方向：國際金融與國際直接投資。

雷飛）