西部地區外國直接投資與經濟增長關系的實證分析
2007-01-01 00:00:00閆奕榮李志軍
當代經濟科學 2007年2期
摘要：本文運用協整和因果關系檢驗理論，對西部地區從1979年到2005年的外國直接投資與經濟增長數據進行實證檢驗。結果發現二者之間存在長期穩定的關系，并且當滯后兩期時，經濟增長是外國直接投資的格蘭杰原因，而外國直接投資并不是經濟增長的格蘭杰原因。在協整分析的基礎上建立了誤差修正模型，分別從長期和短期對兩者之間的關系進行了定量分析，并給出了結論和政策建議。
關鍵詞：西部地區；外國直接投資；經濟增長；協整和因果關系
中圖分類號：F061.3文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2007（02）-0111-04
一、引言
關于外國直接投資（FDI）對東道國經濟增長影響的研究，一直是國際投資理論領域的一個研究重點。Hermes和Lensink選用了1970-1995年期間67個LDC國家的數據對FDI 與經濟增長之間的關系進行驗證，認為FDI 對東道國經濟增長的貢獻強烈地依賴于東道國的環境條件，東道國金融系統的發展和健全是加強FDI 與經濟增長間正向作用的前提［1］。包勇和賴明勇認為，外國直接投資通過技術外溢效應帶動了我國國內部門的產出增長。魏后凱研究認為東部發達地區與西部落后地區之間GDP增長率差異的大約90%是由外商投資差異引起的［2］。
對外開放以來尤其是實施西部大開發戰略以來，西部地區吸引外國直接投資工作取得了較大的進展。1989年，西部地區共吸引外國直接投資3.25億美元，2004年吸引FDI 共計17.22億美元，當年的西部地區GDP分別為44.78億元和367.02億元。由于總體來看，西部地區FDI 占全國FDI 的比例較低（2004年，該比例為3%左右），所以許多研究文獻集中于全國或者東部地區的數據及案例，對西部地區的研究較為缺乏。如李超 “外國直接投資與我國經濟增長關系的實證分析”、廖才安和辛穎“外國直接投資對我國經濟增長效應的實證分析” ［3］，均從全國層面上對外國直接投資的影響效果進行分析，而針對西部地區FDI與GDP 之間相互影響效應進行的研究仍比較少見。
協整檢驗是經濟領域常用的一種檢驗變量間長期關系的一種方法。本文將利用ADF單位根檢驗、E-G兩步協整分析法以及Granger因果分析法，對中國西部地區的外商投資與經濟增長之間的關系進行實證檢驗，并在定量分析的基礎上建立誤差修正模型（ECM），最終給出相應的結論和政策建議。
二、模型的建立
由于本文所涉及到的時間變量有可能是非平穩的，若不加檢驗地進行回歸分析，有可能出現謬誤回歸。所以我們需要首先運用ADF單位根方法對其平穩性進行檢驗，若這些變量為非平穩變量，則需要進行差分變換，然后再進行檢驗。如果差分變量是平穩變量，則說明原變量之間存在協整的可能性，可以運用E-G兩步法進行協整檢驗。若變量間存在長期協整關系，則可以進一步建立誤差修正模型，考核其短期相關性。最后可以運用Granger因果分析考核變量之間是否存在因果關系。
（一）變量的平穩性檢驗
對一組時間序列變量平穩性進行檢驗的方法是單位根檢驗。單位根檢驗方法主要有DF（Dickey-Fuller）檢驗法、ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）檢驗法和PP（Phillips-Perron）檢驗法。本文采用了ADF檢驗法。如果通過檢驗，發現變量是非平穩的，則需要對其差分進行平穩性檢驗。如果非平穩時間序列經過d次差分后達到平穩，則稱其為d階單整序列。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系的必要條件。
（二）協整檢驗
經過差分后的變量雖然達到平穩，但依然不能對他們的關系進行傳統的回歸分析，因為這個分析結果體現的僅僅是經過差分后的變量關系，而不是原變量之間的關系。為了解決這個難題，協整理論應運而生。這一理論指出，如果兩個或兩個以上的變量是非平穩的，但它們的某種線形組合卻可能是平穩的，在這種情況下，我們稱各變量之間存在某種長期穩定的關系，即協整關系［4］。檢驗兩個變量之間是否存在協整關系，可以使用E-G兩步法，多個變量之間的協整關系需要用Johansen的極大似然法來檢驗。本文采用E-G兩步法，首先用OLS法對方程（1）進行回歸估計，
同時利用E-G檢驗法檢驗回歸方程的殘差εt是否平穩，若殘差平穩，說明yt 和xt是協整的，可以繼續進行誤差修正模型的估計和二者之間因果關系的檢驗；若殘差非平穩，則說明yt 和xt之間不存在協整關系，實證檢驗結束。
（三）誤差修正模型（ECM）估計
如果經濟變量之間是協整的，則它們之間的關系一定可以表示成誤差修正模型（ECM）的形式。設yt和xt的誤差修正模型為：
其中是第一階段估計出的，它體現了yt與xt之間的長期關系。繼續用OLS方法估計α1和α2，則α1的估計值體現了yt與xt之間的短期動態關系。
（四）Granger因果關系檢驗
協整檢驗告訴我們兩個變量之間存在協整關系，但是否存在因果關系依然不確定。本文采用Granger（1969）提出的因果關系檢驗法進行檢驗。該理論的基本思路是：在做Y 對其他變量（包括它自己的過去值）的回歸時，如果X的滯后值的加入能夠很好地改善對Y 的預測，我們就說X是Y 的Granger原因。反之，如果Y 的滯后值加入能夠改善對X 的預測，我們就說Y是X 的Granger原因。
三、計量檢驗與結果分析
（一）數據與變量
按照國家1999年實行西部大開發戰略對西部地區的劃分，西部地區包括川、渝、滇、桂、黔、藏、陜、甘、寧、青、新、蒙十二個省市區，本文所選擇的西部地區的數據來自《全國各省、自治區、直轄市歷史統計資料匯編（1949－1989）》、《中國統計年鑒》（1995－2006年各版），由于特殊的原因，西藏至今無系統的外資統計數據（吸引外資甚微），所以實際分析時西部地區的數據僅包括除西藏之外的其他十一個省市區。外國直接投資分別按照當年平均匯率折算成以人民幣為單位的投資值，用GDP表示國內生產總值，用FDI表示外國直接投資值。為了消除時間序列數據可能出現的異方差現象，我們對變量GDP、FDI取自然對數，得到新的變量序列，分別記為ln GDP和ln FDI。圖1顯示了各變量的散點分布圖。從圖1中可以看出，各變量具有同向增長的時間趨勢，屬于非平穩變量，但各變量間具有較強的相關性。
（二）平穩性檢驗
我們使用Eviews3.1軟件，首先對兩個變量的平穩性進行檢驗，結果如表1所示。
從表1可以看出，所有變量的水平序列和一階差分序列都是非平穩序列，但二階差分序列都分別通過了5%和1%的顯著性水平檢驗，都是二階單整變量，滿足協整關系檢驗的前提條件，因而可以進一步對各變量之間的協整關系進行檢驗。
（三）協整檢驗
圖1各變量的散點圖
表1變量平穩性檢驗
注:檢驗類型中的C、T、N分別表示只包含常數項和同時包括常數和趨勢項和不包括常數和趨勢項，滯后階數均為0； *、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平的檢驗值。本文所有表中結果均由Eviews3.1軟件計算得出，下同。
表2殘差平穩性檢驗
（四）誤差修正模型（ECM）的建立
(4)式中的回歸系數都通過了5%的顯著性水平檢驗，誤差修正系數為負，符合反向修正機制。
（五）因果關系檢驗
從表3可以看出，滯后兩期時，經濟增長是外國直接投資的格蘭杰原因，但外國直接投資不是經濟增長的格蘭杰原因。
四、基本結論
通過對西部地區外國直接投資與經濟增長之間關系的實證分析，我們得出如下結論及啟示：西部地區外國直接投資與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，雖然短期內可能發生外國直接投資與經濟增長之間偏離長期均衡關系的現象，不過這種短期偏離恢復到長期均衡狀態的速度比較快。二者之間的長期靜態關系如方程（3）所示，外國直接投資每增加1個百分點，國內生產總值將增加0.6244個百分點；而其短期動態關系則如方程（4）所示，外國直接投資總額年增長率提高1個百分點，則國內生產總值年增長率會提高0.1721個百分點。上一年度的外國直接投資與國內生產總值非均衡誤差變動1%，則本年度的國內生產總值總額反向變動0.287%，以0.287的比率對本年度的國內生產總值增長率做出修正。
通過格蘭杰因果關系檢驗可以看出，在滯后兩期時，西部地區經濟增長是外國直接投資的原因，而外國直接投資并不是經濟增長的原因。而這與根據全國或者東部沿海地區數據分析所得出的結論有很大的不同，在全國范圍得出的結論是滯后兩年的外國直接投資是促進經濟增長的直接原因［5］。說明在西部地區，雖然外國直接投資與經濟增長存在一定的相關性，外國直接投資當年所發揮的資金投入效應有一定顯現，但由該直接投資所帶來的技術、管理效應外溢以及促進貿易、擴大就業、培育人力資源等長期效應并不明顯，未形成對經濟增長的一個直接拉動作用。反過來，西部地區經濟增長卻是外國直接投資增長的直接原因。這一方面驗證了國際投資理論中，關于東道國的經濟實力、投資環境對吸引外國直接投資有重要作用［6］，另一方面也說明在西部地區，外國直接投資的積極作用發揮有限。
五、政策建議
外國直接投資能促進當地經濟發展，已經成為經濟欠發達地區和發達地區的共識。但暫且不論欠發達地區在引進外資時的種種困難，即使是同一筆資金，放在西部地區或者東部地區，也將會有差異非常大的市場表現和溢出效應（這點在以上的分析中已經證實）。換言之，西部地區不僅要積極引進外資，更要注意外資進入后的產業配套和產業升級，最大限度地提升外資對經濟增長的促進作用。而在這個過程中，有差別的政策待遇就顯得格外重要。
首先，在西部地區整體經濟發展水平不高的情況下，國家應該重點扶持具有比較好的經濟基礎的省、市，例如四川省、陜西省、重慶等，形成西部地區內部的經濟增長極。這種扶持既可通過加強道路、通訊、水利、電力等基礎設施建設的傾斜力度，也可通過給予設立在以上地方的國家級經濟技術開發區以優惠政策、優先產業發展政策、給予服務外包基地稱號等措施，提高該地區的經濟發展水平，并逐步帶動周邊地區經濟發展，從而縮小與東部發達地區招商引資的客觀差距，更好地吸引外資進入。
其次，在國家宏觀扶持背景下，西部地區政府也應該積極發揮作用，優先發展當地的特色產業，例如西安、成都的旅游、軟件、機械制造產業，內蒙的奶制品產業、云南的旅游產業等，延長產業鏈條，形成產業集聚，對外來資金產生很好的吸納和融合作用，使外資的溢出效應發揮到最大。
總之，引進外資是為了更好地促進經濟發展。如果只關注外資總量的縱向增長，而不深入研究外資對當地經濟的帶動效果，只會陷入盲目引資陷阱，并最終喪失對外資的吸引力。作為經濟落后、資金欠缺的西部地區，在積極引進外資、不斷擴大對外開放的同時，需要進一步通過加大基礎設施建設力度、深入發展特色產業，尋求后發優勢，擴大內需、完善市場環境、保護生態環境等措施促使經濟總量迅速增長，經濟社會協調發展，從而更有效地吸引外商投資，形成經濟增長促進外商投資，同時外商直接投資又有效促進經濟增長的一個良性互動態勢，才可以使外資真正成為西部地區經濟發展的助推器，構建中國經濟和諧發展。
參考文獻：
［1］張盛林，吳海鷹．外國直接投資對西部地區經濟增長影響的實證分析［J］．寧夏社會科學，2005(1)：42-46.
［2］張驍，楊忠，蒼玉權．國際直接投資理論的發展脈絡及最新進展［J］．國際貿易問題，2006(2)：121-125.
［3］廖才安，辛穎．外國直接投資對我國經濟增長效應的實證分析［J］．當代經濟，2005(8)：55-56.
［4］馬薇．協整理論與應用［M］．天津：南開大學出版社，2004.
［5］李超．外國直接投資與我國經濟增長關系的實證分析［J］．證券投資，2005(11)：111-112.
［6］王艷麗，劉傳哲．外國直接投資與我國經濟增長問題研究綜述［J］．中國礦業大學學報（社會科學版），2005(4)：76-81.
責任編輯、校對：李再揚
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