外商直接投資流入與中國西部經(jīng)濟增長貢獻度的實證研究

摘要：本文利用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析等主流計量方法對西部地區(qū)經(jīng)濟增長與外商直接投資之間的關(guān)系進行實證檢驗。實證結(jié)果表明，西部地區(qū)外商直接投資不利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長，且兩者之間存在雙向的因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；區(qū)域經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解分析

一、文獻回顧

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不均衡是當(dāng)前中國經(jīng)濟發(fā)展過程中面臨的一個重要問題，相比中國東部和中部，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展滯后問題尤為突出，為此中國政府先后制定了東中部地區(qū)支援西部及西部大開發(fā)等國家戰(zhàn)略，以此來激勵西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。隨著西部經(jīng)濟的開放，各種市場元素都在發(fā)揮著重要作用，其中外商直接投資對西部地區(qū)的貢獻就是其中之一。因此，研究外商直接投資對西部地區(qū)的貢獻度及如何優(yōu)化西部地區(qū)外商直接投資結(jié)構(gòu)就顯得尤為重要。

外商直接投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究歷來備受國內(nèi)外學(xué)者們重視。Balasubramanyam（1996）從國際貿(mào)易政策的角度提出，實施出口導(dǎo)向政策的國家與實施進口導(dǎo)向政策的國家相比，F(xiàn)DI更有利于出口導(dǎo)向政策國家經(jīng)濟的增長，且FDI的產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)大于東道國國內(nèi)投資的產(chǎn)出彈性。Boreasetein（1998）從技術(shù)轉(zhuǎn)移的角度出發(fā)，通過分析1970～1989年69個發(fā)展中國家的外來投資，得出FDI推動了生產(chǎn)技術(shù)由工業(yè)國家向發(fā)展中國家的轉(zhuǎn)移，且FDI對東道國經(jīng)濟的發(fā)展貢獻度遠(yuǎn)大于國內(nèi)投資的結(jié)論。Laura Alfaro（2004）從金融市場完善度的角度出發(fā)，通過1975～1998年的跨國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，東道國金融市場越完備，東道國從FDI中獲益越多，且就東道國經(jīng)濟發(fā)展提出了計算FDI與經(jīng)濟發(fā)展的凈有效方法。

從最近國內(nèi)的相關(guān)文獻來看，國內(nèi)學(xué)者在國外學(xué)者理論分析的基礎(chǔ)側(cè)重于對FDI與東道國經(jīng)濟增長之間關(guān)系的實證檢驗，檢驗的共同特點是構(gòu)建一個擴大的經(jīng)濟增長模型，在模型中加入傳統(tǒng)的FDI統(tǒng)計變量或其他輔助變量，以此來分析FDI與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

陳浪南等（2002）運用傳統(tǒng)上的索洛經(jīng)濟增長模型進行實證研究，他們發(fā)現(xiàn)，以1991年為界限，1991年之前FDI對中國經(jīng)濟的年貢獻率低于0.1 %，之后大約為0.5%。曹偉（2005）借鑒Shivas.Makki&Agapi Somwap的回歸模型，從新的視角考察了FDI對中國經(jīng)濟增長的影響，得出FDI通過影響中國的對外貿(mào)易促進了中國的經(jīng)濟增長，在此基礎(chǔ)上分析了FDI對中國經(jīng)濟增長的凈效應(yīng)。傅元海等（2010）從技術(shù)溢出的角度分析了外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，如果外資企業(yè)本地化，技術(shù)轉(zhuǎn)移與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長績效成正相關(guān)。鵬程、柳御林（2010）從區(qū)域經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的角度分析了FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系，得出外資對廣東經(jīng)濟增長只具有短期效應(yīng)，而外資對江蘇經(jīng)濟增長卻具有長期效應(yīng)，提出了FDI與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的新課題。

通過整理外商直接投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的相關(guān)文獻可知，學(xué)者們研究的重點集中于中國整體外資投入與整體經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，雖然在此基礎(chǔ)上開始注重從不同的角度切入，研究微觀領(lǐng)域外資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，但是區(qū)域性的IFDI與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究還是比較少，因此本文研究西部地區(qū)IFDI與西部地區(qū)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，試圖在區(qū)域性IFDI與GDP關(guān)系研究方面有所貢獻。

二、數(shù)據(jù)、模型與實證檢驗結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)說明

本文樣本期為1992～2012年。之所以從1992年開始，一方面考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，另一方面考慮中國開始大規(guī)模吸引外資始于1992年。以西部地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）表示西部地區(qū)的經(jīng)濟增長，數(shù)據(jù)來自西部地區(qū)各省市（青海、重慶、寧夏、四川、陜西、云南、廣西、甘肅、貴州、內(nèi)蒙古、西藏、新疆）的國內(nèi)生產(chǎn)總值加總。為便于比較和建模，消除價格因素的影響，采用商品價格指數(shù)將GDP（以1978年為基期）進行價格平減。西部地區(qū)實際利用的外商直接投資額表示西部地區(qū)的外商直接投資流入（IFDI），用西部各省市實際利用的外商直接投資額加總表示；IFDI 用當(dāng)年美元平均匯率換算為以人民幣為單位的值，同樣為消除價格因素的影響，采用商品價格指數(shù)對IFDI進行價格平減。為消除異方差，將變量取自然對數(shù)值，表示為Ln與Ln。本文數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和西部地區(qū)相關(guān)省市統(tǒng)計年鑒。

（二）實證分析

為最大化地消除經(jīng)濟時間序列存在的異方差，本文將所有變量取自然對數(shù)值，盡可能使其趨勢線性化。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

變量的平穩(wěn)性檢驗可以避免出現(xiàn)虛假回歸而造成的無效結(jié)論。本文采用ADF（Augmented Dickey-Full）檢驗檢驗變量的平穩(wěn)性。假設(shè)序列yt服從p階自回歸過程，檢驗方程為

Ayt=c+δt+λyt-1+φi-1Δyt-i+1+εt

其中c為常數(shù)項、δt為趨勢項。作假設(shè)檢驗為H0：λ=0； H1： λ<0。如果接受原假設(shè)則說明序列yt沒有單位根。方程中加入p個滯后項，是為了使殘差項εt成為白噪聲。對于非平穩(wěn)序列，還需檢驗其差分的平穩(wěn)性，如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱它是n階單整的，記作I（n）。而變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可看出，Ln和Ln都是非平穩(wěn)的，而他們的一階差分方程是平穩(wěn)的，即Ln和Ln都是I（1）的過程，符合變量之間具有協(xié)整關(guān)系的條件。因而可以進行下一步的 協(xié)整檢驗分析、Granger分析及脈沖效應(yīng)函數(shù)和方差分解分析。

2.協(xié)整檢驗

對于協(xié)整分析而言，通常采用 EG兩步法和 Johansen檢驗法。Johansen檢驗法適合多變間協(xié)整分析，這里采用后者來分析IFDI與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗的思想為，在建立VAR模型前首先要根據(jù)LR統(tǒng)計量、FPE、SC、AIC 和 HQ 信息準(zhǔn)則來判斷最為合適的滯后期 k。根據(jù)數(shù)據(jù)的特點以及非約束的VAR模型的AIC和SC準(zhǔn)則，我們選擇最優(yōu)滯后介數(shù)為2，協(xié)整檢驗結(jié)果見表2。

第一個似然統(tǒng)計量大于1%水平下的臨界值，因而第一個原假設(shè)被拒絕，第二個原假設(shè)被接受，表明西部地區(qū)FDI與GDP兩者之間僅存在一個協(xié)整關(guān)系，即西部地區(qū)FDI與GDP存在一個長期穩(wěn)定關(guān)系，進一步得到協(xié)整方程。

標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程為：

Ln= 7.892691-0.213774Ln+

（0.11486） （0.02773）

0.226772@TREND（86）+u

似然比：49.58705

從協(xié)整方程可以看出，西部地區(qū)GDP與FDI之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)?shù)谾DI每增加一個百分點，GDP減少0.213774個百分點，表明外商直接投資不利于西部地區(qū)的經(jīng)濟增長，這與一些經(jīng)濟學(xué)家分析中國整體的外商直接投資促進經(jīng)濟增長的結(jié)論相悖，表明外商直接投資在促進西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方面確實存在一些問題或不足，這更顯文章研究的重要性。

3.因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗僅能夠檢驗出變量間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有因果性還需進一步檢驗。為使研究更加深入，我們對西部地區(qū)FDI與GDP之間的Granger因果關(guān)系進行了檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

從表3可以看出，在8%的顯著水平下，和互為Granger原因，即西部地區(qū)的經(jīng)濟增長沒有促進外商直接投資的流入，另一方面，外商直接投資也沒有促進經(jīng)濟的增長。其結(jié)論與協(xié)整關(guān)系得到的結(jié)論相一致?？梢?，西部地區(qū)引入的外資沒有對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長發(fā)揮作用，外資帶來的資本效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)等推動經(jīng)濟發(fā)展的傳導(dǎo)機制作用微小，傳統(tǒng)上單純的引進外資就能促進經(jīng)濟發(fā)展的觀點是錯誤的。

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在擾動項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過 VAR 模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有的內(nèi)生變量， 在 VAR 模型結(jié)構(gòu)中可以利用沖擊反應(yīng)函數(shù)識別出各個效應(yīng)對 IFDI 沖擊的動態(tài)反應(yīng)過程。圖1和圖2表示了IFDI脈沖響應(yīng)函數(shù)的曲線圖，直觀地刻畫了各變量之間的相互關(guān)系。

圖1表示了GDP對IFDI沖擊的影響，GDP對IFDI的沖擊在第1期就表現(xiàn)明顯，在第2期達(dá)到了最大值17.1%，之后影響雖然有些下降，但一直保持正向性，表明GDP的變動會即刻產(chǎn)生IFDI的變動，影響力隨時間推移而變小。

圖2表示了IFDI對GDP沖擊的影響，IFDI對GDP的沖擊在第1期為正，此后一直為負(fù)向性，且負(fù)向性隨時間推移呈現(xiàn)加強趨勢，之后在高點2.3%之后趨于穩(wěn)定。這表明IFDI的變動除第一期促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長外，其余各期都不利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展，并且這種不利趨勢具有長期影響效果，一直延續(xù)到第十期。可見，IFDI的流入對西部地區(qū)沒有發(fā)揮應(yīng)有的促進作用，反而不利于西部地區(qū)經(jīng)濟的增長。

方差分解是另一種描述系統(tǒng)動態(tài)性的方法，它是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻，計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻率的比重。然后隨時間的變化觀察重要的信息，從而估計該變量的時滯效應(yīng)。 圖3和圖4表示了IFDI與GDP的方差分解分析。

根據(jù)方差分解的結(jié)果：由圖3可知，西部地區(qū)經(jīng)濟增長的沖擊對外商直接投資變動的解釋度比較平穩(wěn)，維持在18%左右；圖4可知，外商直接投資的沖擊對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的解釋隨著時間的推移逐漸上升，從第六期后開始達(dá)到峰值，并趨于穩(wěn)定，維持在35%左右。這表明在長期均衡中，西部地區(qū)經(jīng)濟增長（Ln）變化對外商直接投資（Ln）變化的貢獻度顯著小于外商直接投變化對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻度。其結(jié)論與各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)論基本一致。

三、結(jié)論和建議

本文運用單位根檢驗、Jason協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析，利用1992～2012年的數(shù)據(jù)實證研究了西部地區(qū)外商直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，得到以下幾點結(jié)論。一是西部地區(qū)GDP與FDI之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)?shù)谾DI每增加一個百分點，GDP減少0.213774個百分點，表明外商直接投資不利于西部地區(qū)的經(jīng)濟增長。二是西部地區(qū)經(jīng)濟增長和西部地區(qū)外商直接投資互為Granger原因，即西部地區(qū)的經(jīng)濟增長沒有促進外商直接投資的流入；另一方面，外商直接投資也沒有促進經(jīng)濟的增長。三是基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析表明：長期內(nèi)，西部地區(qū)外商直接投資與經(jīng)濟增長互為影響，且影響為負(fù)，即西部地區(qū)經(jīng)濟增長不利于外商直接投資的引入，同時外資的進入會阻礙西部地區(qū)經(jīng)濟的增長。

西部地區(qū)外商直接投資的流入與經(jīng)濟增長的關(guān)系同傳統(tǒng)上的全國外商直接投資流入與經(jīng)濟增長的關(guān)系不相符，即西部地區(qū)外資的流入不利于西部地區(qū)經(jīng)濟的增長，且經(jīng)濟的增長也不會導(dǎo)致外資流入的增加。這表明西部地區(qū)在處理外資與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展方面存在問題，為了更好地發(fā)揮外資對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的作用，特提出如下建議：（1）優(yōu)化外資結(jié)構(gòu)，促進西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資，減少可能對西部地區(qū)當(dāng)?shù)刭Y本產(chǎn)生擠出效應(yīng)的投資，根據(jù)西部地區(qū)的實際需求引資，使引資不帶有盲目性；（2）吸引外商直接投資，不僅要關(guān)注外商直接投資的數(shù)量更要關(guān)注外商直接投資的質(zhì)量，充分發(fā)揮外商直接投資在西部地區(qū)知識技術(shù)溢出的作用，提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的自主創(chuàng)新能力和勞動生產(chǎn)率；（3）通過相關(guān)政策導(dǎo)向使外商直接投資結(jié)構(gòu)的變化與西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的要求相一致，進一步促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；（4）充分考慮引進外資所帶來的環(huán)境后果和經(jīng)濟增長的質(zhì)量，引進所謂綠色GDP概念；（5）充分考慮引進外資的能耗及節(jié)能效果，考慮到經(jīng)濟的可持續(xù)性發(fā)展。

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（作者單位：上海理工大學(xué)）