ＦＤＩ對我國經(jīng)濟增長效應的區(qū)域差異研究

摘要：利用我國大陸地區(qū)29個省、自治區(qū)和直轄市(西藏、青海除外)1985-2005年間的數(shù)據(jù)，采用Panel Data模型對外商直接投資（FDI）與對外貿易對我國東部、中部及西部區(qū)域經(jīng)濟增長的效應進行了實證分析。結論為外商直接投資與對外貿易對我國東部、中部及西部區(qū)域的經(jīng)濟增長的促進作用存在著較大差異。FDI對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用最大，中部其次，對西部沒有顯著的促進作用；而對外貿易對西部地區(qū)的促進作用最大，中部其次，對東部地區(qū)的促進作用相對中西部較小。

關鍵詞：FDI；對外貿易；經(jīng)濟增長；區(qū)域差異；Panel data；豪斯曼檢驗

中圖分類號：F49文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2007）11-0010-02

1引言

積極引進外國直接投資(FDI)和擴大對外貿易能夠促進一國和地區(qū)的經(jīng)濟增長，這一觀點在學術界已經(jīng)形成了較為廣泛的認識，國內外有很多學者從不同的方面對該問題進行了研究。

我國對外開放以來，對外貿易實現(xiàn)了高速增長，2006年我國進出口總額達到17607億美元，其中出口額9691億美元，進口額7916億美元。同時，F(xiàn)DI在我國也得到了飛速發(fā)展，據(jù)不完全統(tǒng)計，改革開放20多年來，我國的招商引資工作成效顯著，截止到2006年底已累計引進外商直接投資超過4000億美元，并連續(xù)９年成為利用外資最多的發(fā)展中國家。在這種現(xiàn)實背景下，我國有很多學者研究FDI和對外貿易與我國經(jīng)濟增長的關系。

從國內研究FDI與對外貿易對我國經(jīng)濟增長效應的現(xiàn)狀來看，大都是利用全國總體或某一個省份的時間序列數(shù)據(jù)，研究FDI或對外貿易對全國總體或者是對我國某一個省份的經(jīng)濟增長的效應。而對我國經(jīng)濟發(fā)展水平不同的東部、中部及西部區(qū)域，上述研究顯然不能夠全面地反映FDI與對外貿易對這些區(qū)域經(jīng)濟增長的效應及區(qū)域之間的差異。

2建立模型

2.1數(shù)據(jù)說明

本文從《中國統(tǒng)計年鑒》相關年份選取了我國各省、自治區(qū)、直轄市1985-2005年國內生產(chǎn)總值(GDP)、進出口總額(JCK)以及實際利用外資額(FDI)的數(shù)據(jù)，若《中國統(tǒng)計年鑒》相關年份缺失某數(shù)據(jù)，則查閱了相關各省、自治區(qū)、直轄市各年的《統(tǒng)計年鑒》或《統(tǒng)計公報》。

由于西藏和青海數(shù)據(jù)缺失較多，本文沒有選取西藏和青海的數(shù)據(jù)。而海南省和重慶市成立較晚，為了計量分析的方便，分別將海南省和重慶市的數(shù)據(jù)歸入了廣東省和四川省。為了消除價格變動的影響，對各省的GDP數(shù)據(jù)以1985年為基期用消費價格指數(shù)(CPI)進行了調整；為了消除匯率及價格變動的影響，對進出口總額(JCK)和實際利用外資額(FDI)的美元數(shù)據(jù)用當年的平均匯率轉化成為人民幣數(shù)據(jù)，并以1985年為基期用消費價格指數(shù)(CPI)進行了調整。

2.2模型說明

首先將全國31個省、自治區(qū)、直轄市劃分為東、中、西部三大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。然后將東、中、西部各省、自治區(qū)、直轄市的實際利用外資額(FDI)和進出口總額(JCK)作為解釋變量，而把國內生產(chǎn)總值(GDP)作為被解釋變量，分別建立面板數(shù)據(jù)模型來分析FDI與對外貿易對我國東、中、西部經(jīng)濟增長效應的差異。所謂面板數(shù)據(jù)模型，簡言之，就是將時間序列數(shù)據(jù)和橫截面數(shù)據(jù)混合，即將所考察的不同的觀測對象（橫截面單位）的時間序列數(shù)據(jù)進行混合，構成的數(shù)據(jù)即為面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型可以克服時間序列分析受多重共線性的困擾，能夠提供更多的信息，更多的自由度和更高的估計效率，一般可把面板數(shù)據(jù)模型分為固定效應模型和隨機效應模型。

（1）固定效應模型（Fixed Effects Model）。

所謂固定效應是指面板數(shù)據(jù)模型中斜率不隨橫截面和時間變化，截距隨個體但不隨時間而變化，即把各橫截面的差異固定在截距上，模型表述為：

Yit=β1i+β2X1it+β3X2it+uit(1)

其中，i=1、2、3……分別代表東、中、西部地區(qū)的各個省、自治區(qū)、直轄市；t=1985-2005年；Y表示國內生產(chǎn)總值(GDP)；X1表示實際利用外資額(FDI)；X2表示進出口總額(JCK )；uit~N(0，σ2u)。

（2）隨機效應模型（Random Effects Model）。

由前述，固定效應模型是通過截距來刻畫各橫截面的差異，隨機效應模型則是通過誤差項來反映這種差異，其基本思想是對于模型(2)：

Yit=α1i +α2X1it+a3X2it+eit(2)

其中，i、t、Y、X1及X2的含義和固定效應模型中代表的含義相同，eit~N(0，σ2e)。隨機效應模型是將a1i 作為隨機變量，其期望值為a1，即：

a1i=a1+ei(3)

其中，εi~iid(0，σ2ε)。即各橫截面的截距有相同的均值，但截距的差異體現(xiàn)在ei中。將(3)代入(2)中，有：

Yit=a1+ ei+a2X1it+a3X2it+eit

=a1+a2X1it+a3X2it+ei+eit(4)

其中，E(εieit)=E(εiεj)=0 (i≠j)，E(eiseit)=E(ejteit)=E(ejseit)=0 (i≠j; t≠s)，E(εi+εit)=0，Var(εi+eit)=σ2εσ2ε

3模型估計及選擇

本文利用Eviews4.0軟件分別對我國東、中、西部分別估計上述的固定效應模型和隨機效應模型，為了消除模型中可能存在的異方差，在實際回歸時采用各變量的自然對數(shù)，即LNGDP、LNFDI、LNJCK，回歸的結果如下。

3.1東部回歸結果

（1）東部固定效應模型結果：

LNGDPit=ei+0.0649 LNFDIit+0.4556 LNJCKit(5)

（4.67）①（21.76）調整后的R2=0.951F=4143.37

ei表示東部10個省份的截距值，分別是：北京（3.56）、天津（3.28）、河北（4.70）、遼寧（4.11）、上海（3.58）、江蘇（4.38）、浙江（4.30）、福建（3.66）、山東（4.58）、廣東（3.70）。

（2）東部隨機效應模型結果：

LNGDPit=3.99 + 0.0648LNFDIit+0.4553 LNJCKit +εei(6)

（21.76）（4.69）（21.81）調整后的R2=0.952

3.99表示東部10個省份的截距值的均值，εei表示東部各省份截距與均值3.99的差異，分別是：北京（-0.43）、天津（-0.70）、河北（0.71）、遼寧（0.13）、上海（-0.40）、江蘇（0.40）、浙江（0.32）、福建（-0.33）、山東（0.59）、廣東（-0.28）。

3.2中部回歸結果

（1）中部固定效應模型結果：

LNGDPit=ci+0.044 LNFDIit+0.555 LNJCKit(7)

（3.01）（12.92）調整后的R2=0.882F=1262.60

ci表示中部8個省份的截距值，分別是：山西（4.07）、吉林（3.77）、黑龍江（4.10）、安徽（4.24）、江西（4.08）、河南（4.75）、湖北（4.26）、湖南（4.29）。

（2）中部隨機效應模型結果：

LNGDPit= 4.20 + 0.046 LNFDIit+0.552 LNJCKit+eci(8)

（23.54）（3.10）（12.89）調整后的R2 = 0.881

4.20表示中部8個省份的截距值的均值，eci表示中部各省份截距與均值4.20的差異，分別是：山西（-0.12）、吉林（-0.41）、黑龍江（-0.09）、安徽（0.04）、江西（-0.11）、河南（0.54）、湖北（0.06）、湖南（0.09）。

3.3西部回歸結果

（1）西部固定效應模型結果：

LNGDPit=wi+ 0.006 LNFDIit+0.577 LNJCKit(9)

（0.355）（15.79）調整后的R2=0.914F=2001.91

（2）西部隨機效應模型結果：

LNGDPit=3.85+0.008 LNFDIit+0.581 LNJCKit+εwi(10)

（24.52）（0.492）（15.92）調整后的R2=0.912

從檢驗結果看，LNFDIit的系數(shù)無論是在西部固定效應模型還是在西部隨機效應模型中，都不顯著。可見，由于1985年至2005年我國西部地區(qū)引進的外商直接投資規(guī)模較小，對西部地區(qū)的經(jīng)濟增長的正效應還沒有顯著發(fā)揮出來。所以，LNFDIit不應該包括在模型中，剔出該變量，重新建立只包括LNGDPit和 LNJCKit 的雙變量模型，并進行估計，回歸結果如下。

（1）西部雙變量固定效應模型結果：

LNGDPit=wi+0.588 LNJCKit(11)

（24.28）調整后的R2 = 0.914

表示西部9個省份的截距值，分別是：廣西（3.82）、貴州（4.11）、云南（3.89）、陜西（3.86）、甘肅（3.96）、寧夏（3.07）、新疆（3.57）、內蒙（3.83）、四川（4.45）。

（2）西部雙變量隨機效應模型結果：

LNGDPit=3.81+0.594 LNJCKit+εwi(12)

（28.72）（24.72）調整后的R2=0.913

3.81表示西部9個省份的截距值的均值，εwi表示中部各省份截距與均值3.81的差異，分別是：廣西（-0.02）、貴州（0.27）、云南（0.05）、陜西（0.02）、甘肅（0.09）、寧夏（-0.74）、新疆（-0.26）、內蒙（-0.005）、四川（0.59）。

3.4模型選擇

究竟是應該選擇固定效應模型還是隨機效應模型呢？通常用豪斯曼檢驗（Hausman test）來選擇。豪斯曼檢驗的零假設是H0：隨機效應模型；備擇假設是HA：固定效應模型。用于檢驗的統(tǒng)計量是W=(-)'∑-1(-)~χ2(k)，其中是固定效應模型的斜率系數(shù)向量，是隨機效應模型的斜率系數(shù)向量，∑= Var()-Var()，k是解釋變量的個數(shù)。經(jīng)過豪斯曼檢驗，結果如下：

（1）東部檢驗結果：

W=0.23p值=0.889

p值很大，不能拒絕零假設，所以應該選擇東部隨機效應模型，即回歸方程（6）：LNGDPit=3.99+0.0648 LNFDIit+0.4553 LNJCKit+eei為東部區(qū)域的最終回歸結果，且各參數(shù)的t統(tǒng)計量及調整后的R2 均表明東部固定效應模型擬合良好。

（2）中部檢驗結果：

W=0.006p值=0.937

p值很大，不能拒絕零假設，所以應該選擇中部隨機效應模型，即回歸方程（8）：LNGDPit=4.20+0.046 LNFDIit+0.552 LNJCKit+eci為中部區(qū)域的最終回歸結果，且各參數(shù)的t統(tǒng)計量及調整后的R2也表明中部固定效應模型擬合良好。

（3）西部檢驗結果：

W = 6.94p值= 0.008

p值很小，拒絕零假設，所以應該選擇固定效應模型，即回歸方程（11）：LNGDPit= + 0.588 LNJCKit為西部區(qū)域的最終回歸結果，參數(shù)的t統(tǒng)計量及調整后的R2表明西部固定效應模型擬合良好。



4模型分析及建議

從以上回歸結果可以看出，對外貿易和實際引進的外商直接投資對我國東、中、西部的經(jīng)濟增長有著較為顯著的差異。

(1)外商直接投資對我國東部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用相對較大，實際利用外商直接投資每增加1%，東部地區(qū)的經(jīng)濟增長就增加0.0648 %；對中部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用相對較弱，實際利用外商直接投資每增加1%，中部地區(qū)的經(jīng)濟增長只增加 0.046 %；外商直接投資對西部地區(qū)經(jīng)濟增長暫時還沒有顯著地促進作用。

(2)對外貿易對我國西部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用最大，進出口貿易總額每增加1%，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長就增加0.588 %；對中部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用其次，進出口貿易總額每增加1%，西部地區(qū)的經(jīng)濟增長增加0.552 %；對東部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用相對較弱，進出口貿易總額每增加1%，東部地區(qū)的經(jīng)濟增長只增加0.4553 %。

根據(jù)以上分析結果，除了外商直接投資對西部地區(qū)經(jīng)濟增長暫時還沒有顯著地促進作用外，對外貿易和外商直接投資對我國的經(jīng)濟增長都有正效應，但對外貿易和外商直接投資對各地區(qū)的經(jīng)濟增長的促進作用又有著較為顯著的差異。總體而言，從FDI對經(jīng)濟增長的促進作用來看，其對我國東部地區(qū)的促進作用最大，對中部的促進作用其次，而對西部沒有顯著的促進作用。從對外貿易 對經(jīng)濟增長的促進作用來看，其對我國西部地區(qū)的促進作用最大，中部其次，對東部地區(qū)的促進作用相對中西部較小。而目前我國中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平較東部地區(qū)要低，黨中央提出了“西部大開發(fā)”和“中部崛起”戰(zhàn)略來促進中西部的經(jīng)濟發(fā)展，鑒于對外貿易和外商直接投資對經(jīng)濟增長有正效應，提出以下建議。

(3)東部地區(qū)由于外貿開放度和外資開放度都很高，所以對外貿易和外商直接投資對東部地區(qū)的經(jīng)濟增長有較大的促進作用，東部地區(qū)應保持對外貿易和外商直接投資的平穩(wěn)發(fā)展，從而繼續(xù)發(fā)揮對外貿易和外商直接投資對東部地區(qū)的經(jīng)濟增長的促進作用。但由于東部地區(qū)的外資開放度已經(jīng)很高，可以考慮逐步取消以前給予外商投資企業(yè)的超國民待遇，把部分外商直接投資向中西部分流。

(4)中西部地區(qū)由于外資開放度較低，從而外商直接投資對中西部地區(qū)特別是西部地區(qū)的經(jīng)濟增長的促進作用還沒有充分地發(fā)揮出來。因此，此中西部地區(qū)應克服區(qū)位弱勢，通過優(yōu)化招商引資的法律環(huán)境、拓寬外商投資領域等方式來積極引進外商直接投資，從而使外商直接投資對經(jīng)濟增長的促進作用得到充分發(fā)揮。而對外貿易對經(jīng)濟增長的促進作用再中西部地區(qū)已經(jīng)顯著地體現(xiàn)出來，所以中西部地區(qū)應通過優(yōu)化進出口商品結構、積極參與區(qū)域和全球經(jīng)濟合作等措施，進一步擴大對外貿易的規(guī)模，從而提高外貿開放度并進而促進中西部地區(qū)經(jīng)濟快速穩(wěn)健地增長。

參考文獻

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