FDI對西南地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析及政策建議

孫臣星

本文基于西南地區(qū)1987-2020年的實(shí)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(qiáng)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(yàn)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?；谏鲜霭l(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(jì)增長的關(guān)系，F(xiàn)DI是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一直都是經(jīng)濟(jì)學(xué)界討論的焦點(diǎn)，至今學(xué)術(shù)界還沒有一個統(tǒng)一的觀點(diǎn)。國外許多專家學(xué)者都對 FDI 與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系作了大量的實(shí)證研究， 但由于他們運(yùn)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(diǎn)：第一種是FDI對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用，這方面最具有影響的理論有美國經(jīng)濟(jì)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(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長;第二種觀點(diǎn)是FDI在一定的條件下才可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，比如 Blomstrom研究發(fā)現(xiàn)， FDI 是否有利于經(jīng)濟(jì)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(jì)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(diǎn)都不同，但總體上對FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響是持積極的態(tài)度;第三種觀點(diǎn)是FDI與經(jīng)濟(jì)增長無關(guān)，不影響地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。最能說明這個觀點(diǎn)的是 Stroker的研究，他認(rèn)為FDI對經(jīng)濟(jì)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(shí)生活中這些條件是不存在的，因此，他認(rèn)為 FDI 與經(jīng)濟(jì)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(jìn)行了實(shí)證分析， 其中陳浪南運(yùn)用 OLS 方法對 FDI 與經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行了相關(guān)分析， 他認(rèn)為 FDI 對我國經(jīng)濟(jì)有一定程度的影響。江小涓通過研究發(fā)現(xiàn)FDI 促進(jìn)了我國工業(yè)技術(shù)的進(jìn)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(jìn)了先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)在國內(nèi)的擴(kuò)散。由于FDI發(fā)揮經(jīng)濟(jì)效應(yīng)會受到社會、經(jīng)濟(jì)、區(qū)位等各方面的綜合影響， 各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)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(shí)際利用外商投資占實(shí)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(jì)狀況的最佳指標(biāo)，反映了一國或一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。為計算GDP的實(shí)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(shí)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(shí)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(jìn)行整理，得到了34個有效的樣本，本文采用Eviews7.2軟件進(jìn)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(shí)際GDP的均值為5505.97億元，實(shí)際利用外商直接投資占實(shí)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(shí)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(shí)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(jìn)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(shí)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(jìn)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(yàn)

為進(jìn)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(jìn)行單位根檢驗(yàn)，驗(yàn)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(yùn)用Eviews7.2軟件中的ADF檢驗(yàn)LNGDP和LNFDI的平穩(wěn)性。采用ADF檢驗(yàn)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(yàn)步驟如下：

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

第二，對原始時間序列進(jìn)行一階差分，假設(shè)其存在截距項(xiàng)且不存在時間趨勢。若通過檢驗(yàn)，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(yàn)結(jié)束;若未通過檢驗(yàn)，則進(jìn)行步驟三。

第三，對原始時間序列進(jìn)行二階差分，假設(shè)其存在截距和時間趨勢。若通過檢驗(yàn)，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(yàn)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(yàn)結(jié)束。

經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)LNGDP和LNFDI其單位根檢驗(yàn)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(jìn)行一階差分處理，差分后的單位根檢驗(yàn)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(jì)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(yàn)

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以確定時間序列LNGDP和LNFDI滿足協(xié)整檢驗(yàn)的基本條件，常用的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)方法由EG檢驗(yàn)和Johansen檢驗(yàn)，EG檢驗(yàn)適用于兩變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，Johansen檢驗(yàn)適用于兩個以上變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，由于本文想驗(yàn)證LNGDP和LNFDI之間的協(xié)整關(guān)系，因此采用EG檢驗(yàn)。EG檢驗(yàn)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(jìn)行回歸。二是對殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差項(xiàng)平穩(wěn)，則兩個變量之間具有協(xié)整關(guān)系。

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

對回歸模型的殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到的結(jié)果如下表所示。

（五）因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求所檢驗(yàn)的時間序列平穩(wěn)，經(jīng)單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)DLNGDP和DLNFDI同階單整，經(jīng)EG協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(yàn)的要求。本文基于Eviews7.2軟件對GDP增速和FDI進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

經(jīng)檢驗(yàn)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(jì)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(jìn)GDP上漲的格蘭杰原因。