遼寧省承接國際產業轉移效果的實證分析

鄂立彬，梁 強

(東北財經大學國際經濟貿易學院，遼寧 大連 116025)

改革開放30年來，承接國際產業轉移對我國的經濟發展起著越來越重要的作用。從1979年到2007年，遼寧省累計承接國際產業轉移(FDI)①本文研究對象是遼寧省承接國際產業轉移，為了便于分析，文中所采用的數據主要是利用外商直接投資，文中出現的FDI或利用FDI，都是指遼寧省實際利用的外商直接投資額。527.73億美元，對遼寧省經濟產生了重要影響。2007年利用FDI的增長速度明顯加快，2008年實際利用FDI達120億美元左右，2009年達到154億美元，2010年進一步增長為208億美元。隨著遼寧省經濟總量的快速壯大與承接國際產業轉移經驗的不斷積累，我們需要重新審視其對遼寧省經濟增長的貢獻及作用機制。

一、文獻回顧

國外已有研究主要集中在理論研究和實證檢驗兩個方面。理論研究中最具價值的還是20世紀60年代的研究成果。Chenery和 Strout［1］提出了“雙缺口模型”，指出引進外資可以通過彌補儲蓄和外匯缺口來推動東道國經濟增長。Mac-Dougall［2］和 Kemp［3］構建了國際資本流動模型，從資本的長期流動角度分析了FDI對東道國經濟增長的作用。實證研究在過去的40年里，伴隨著計量經濟學研究方法的不斷創新，取得了很多新 的 進 展。 Caves［4］、Globeman［5］、 Helleiner［6］和Romer［7］的研究集中在FDI對東道國的生產率提高及經濟持續增長的作用。Xue［8］和 Kueh［9］分析了FDI對投資、消費、工業產出以及進出口等某些方面的影響。Borensztein等［10］分析了來自于OECD成員國的FDI對發展中國家經濟增長的影響。

90年代以來，隨著我國利用FDI總量的不斷增加，國內關于FDI作用的研究也不斷深入。這些研究可以概括為兩大類:一類是直接分析FDI與我國或某省或某區域經濟增長的關系;另一類是研究FDI對經濟增長的某個具體效應。趙晉平［11］、武劍［12］、郭志儀和楊曦［13］等對 FDI與經濟增長的關系進行了計量分析。賴明勇等［14］、張亞斌等 (2007)、范承澤 (2008)等研究了FDI的技術溢出效應，王志鵬等、徐穎君、吳強等等研究了 FDI的資本擠入或擠出效應。

已有的分析也存在一些不足。有些只是泛泛地研究FDI與經濟增長之間關系，沒能剖析其具體作用機制。有些只研究FDI對經濟發展的某一方面作用，而未能進行整體把握。同時，利用東北省份數據進行研究的比較少，也就不能客觀分析FDI對東北經濟的作用及機制，顯然不利于貫徹執行國家提出的全面振興東北老工業基地戰略。

二、FDI與經濟增長的關系

利用遼寧省1982—2007年的統計，以實際利用的FDI額為解釋變量，以遼寧GDP為被解釋變量，分析FDI與GDP之間的關系。以實際利用的FDI額為解釋變量，以三次產業增加值為被解釋變量，分析 FDI對三次產業增加值的貢獻。

(一)FDI對遼寧省GDP的影響

1.時間序列的平穩性檢驗

用lngdp表示遼寧省GDP的對數值，lnfdir表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數值。用ADF單位根檢驗方法來檢驗兩個時間序列的平穩性及單整階數，結果如表1所示。

表1 時間序列lngdp和lnfdir的ADF單位根檢驗結果

由表1可以看出，時間序列lngdp和lnfdir都是非平穩的，經過一階差分后平穩，所以是一階單整I(1)序列。

2.協整檢驗

用Johansen協整檢驗來分析兩個變量的協整性。通過模型選擇的聯合檢驗，確定協整方程有常數項、有截距項且無趨勢項。具體檢驗結果如表2所示。

表2 Johansen協整檢驗結果

協整檢驗結果表明遼寧省FDI與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，能夠避免虛假回歸問題。

3.誤差修正模型

首先建立回歸模型:

從檢驗結果中可以看出，雖然擬合優度很高，但是DW值僅為0.26，說明殘差存在嚴重的自相關，通過殘差相關圖及Q統計量分析可以看出是一個AR(1)過程，進一步回歸如下:

進一步整理為一階線性自回歸分布滯后模型ADL(1，1)，回歸方程為:

可見二者的長期方程為:

修正系數為-0.334，符號為負，符合誤差修正模型的要求，其它檢驗值也基本符合統計檢驗要求。從上述回歸模型可以看出，從長期來看，遼寧省FDI與經濟增長之間的彈性系數為0.401，即FDI每增加1%，遼寧省的GDP增加0.401%。

(二)FDI對遼寧省三次產業的影響

利用與上面分析同樣的辦法來分析FDI對第一產業、第二產業以及第三產業增加值的作用，得到的結果為:

其中，lngdp1t表示第t年遼寧省第一產業增加值取對數后的值，lngdp2t表示第t年遼寧省第二產業增加值取對數后的值，lngdp3t表示第t年遼寧省第三產業增加值取對數后的值，lnfdirt表示第t年以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數值。

對應的一階線性自回歸分布滯后模型ADL(1，1)為:

對應的長期方程為:

從中可以看出，FDI每增加1%，第一產業增加值就會增加0.346%，第二產業增加值就會增加0.363%，第三產業增加值就會增加0.473%，說明第三產業利用外資的效用最高，其次是第二產業。這一點與遼寧省提出的“兩大基地”和“三大產業”發展戰略是相吻合的。

三、FDI對經濟增長的作用機制

柯布—道格拉斯函數模型為:

其中，Q為實際產量，T為技術指數，K為不變價格計算的資本存量，L為勞動存量，α為勞動的產生彈性，β為資本的產出彈性。這個模型表明經濟增長可以通過技術進步、勞動力投入增加及資本投入增加等三種方式取得。如果考慮到國際因素，增加出口也是一種方式。FDI主要也是通過3個途徑來影響經濟增長:FDI本身就是在增加東道國的資本，而且還能帶動東道國國內的其他資本投資;FDI帶來的先進的技術設備、生產流程和管理經驗有助于提高東道國的整體技術水平;FDI還能增加東道國出口。這三種途經分別為資本效應、技術效應和出口效應。

(一)FDI的資本效應

外資企業的FDI可以以資金、設備和技術作價等方式注入，這些投資大部分形成了資本。外資企業的投資還會帶動上下游企業的投資，增加資本總額。當然，外資企業投資也可能因為增加競爭而擠出一部分國內投資。增加資本總額和減少資本總額的效應分別簡稱為資本擠入效應和資本擠出效應，二者的凈效應簡稱為資本效應。本文以遼寧省實際利用的FDI額為解釋變量，以遼寧資本形成總額①資本形成總額指常住單位在一定時期內對固定資產和存貨的投資支出合計，包括固定資產形成總額和存貨增加。為被解釋變量，來分析FDI的資本效應。其中，lncapp表示資本形成總額的對數值，lnfdirp表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數值。為了消除物價變動的影響，兩個指標都已經用商品零售價格指數②這里沒有選擇固定資產投資價格指數來進行調整，原因是從1990年才開始統計固定資產投資價格指數。為了保持數據換算的一致性，所以采用商品零售價格指數。遼寧省統計年鑒中商品零售價格定基指數是以1978年為基期，本文統一調整為以1982年為基期，即1980年為100，調整辦法是用某年的商品零售價格定基指數除以1980年的商品零售價格指數110.1再乘以100。商品零售價格定基指數是指工業、商業、餐飲業和其他零售企業向城鄉居民、機關團體出售生活消費品和辦公用品的價格。進行了調整。

1.變量平穩性檢驗

通過ADF單位根檢驗來分析FDI和資本形成額兩個變量的平穩性，結果見表3所示。

由表3可以看出，時間序列lnfdirp和lncapp都是非平穩的，經過一階差分后平穩，所以是一階單整I(1)序列。

2.協整性檢驗

通過Johansen協整檢驗來分析FDI與資本積累之間的協整關系。具體結果如表4所示。

表3 時間序列lngdpp和lnfdirp的ADF單位根檢驗結果

表4 Johansen協整檢驗結果

結果表明，遼寧省FDI與資本形成額之間存在長期穩定的均衡關系。

3.回歸與ARMA組合模型分析

利用Eviews軟件，建立回歸與ARMA組合模型:

回歸結果表明，從長期來看，遼寧省實際利用FDI的資本效應較為明顯，FDI與資本形成額之間的彈性系數為0.125，即FDI每增加1%，資本形成額增加0.125%。

(二)FDI的出口效應

在我國的外資企業中，很大一部分投資主體是大型跨國公司。跨國公司會在全球統一安排價值鏈，而我國號稱世界工廠，自然生產環節會安排在我國，生產出來的產品出口到其他國家。另外，還有一部分外資企業是從事加工貿易的。所以FDI具有增加出口總額的作用。本文以遼寧省實際利用的FDI額為解釋變量，以遼寧出口額為被解釋變量，來分析FDI的出口效應。其中，lnckrp表示以人民幣核算的出口額的對數值，lnfdirp表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數值。兩個指標都已經消除了物價因素的影響。

1.變量平穩性檢驗

通過ADF單位根檢驗來分析出口額的平穩性，結果如表5所示。

表5 時間序列lnckrp的ADF單位根檢驗結果

由表5可以看出，時間序列lnckrp和lnfdirp一樣，也是非平穩的，經過一階差分后平穩，所以也是一階單整I(1)序列。

2.協整性檢驗

通過Johansen協整檢驗來分析FDI與出口額之間的協整關系。具體結果如表6所示。

表6 Johansen協整檢驗結果

結果表明，遼寧省FDI與出口額之間存在長期穩定的均衡關系。

3.回歸與ARMA組合模型分析

利用Eviews軟件，建立回歸與ARMA組合模型:

回歸結果表明，從長期來看，遼寧省實際利用FDI的出口效應十分明顯，FDI與出口額之間的彈性系數為0.243，即FDI每增加1%，出口增加0.243%。

(三)FDI的技術效應

外資企業的投資主體大都來源于發達國家，因此可以帶來先進的技術設備、生產流程和管理經驗，這些本身就會增加東道國的平均技術水平，外資占的比例越高，平均水平也會越高。另外，通過人員在外資企業和內資企業之間的流動，FDI也有助于內資企業的技術水平的提高。本文把這兩種效應的總和簡稱為FDI的技術效應。以遼寧省實際利用的FDI額為解釋變量，以衡量FDI技術貢獻水平高低的統計量 (簡稱技術貢獻指標)為被解釋變量，來分析FDI的技術效應。其中，lnfto表示FDI技術貢獻指標，用外資企業員工工資總額占全省工資總額的百分比的對數值來表示，①已有的研究所使用的度量FDI技術溢出效應的指標通常是外資的份額，包括外資企業職工數占總職工數的比重、外資企業投資占總投資額的比重、外資銷售額占總銷售額的比重、外資企業研發支出占總研發支出的比重等等。本文選用外資企業員工工資總額占全省工資總額的百分比來度量技術效應，這一指標可以同時反映外資企業職工數占總職工數的比重以及外資企業與內資企業工資差異兩個方面情況，從而一方面可以體現員工在外企和內企之間流動所帶來的技術及管理經驗等的傳播效應，另一方面可以反映外資本身的高技術水平所帶來的對平均水平提高的貢獻。lnfdirp表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數值。兩個指標都已經消除了物價因素的影響。

1.變量平穩性檢驗

通過ADF單位根檢驗來分析技術貢獻指標的平穩性，結果如表7所示。

表7 時間序列lnfto的ADF單位根檢驗結果

由表7可以看出，時間序列lnfto和lnfdirp一樣，也是非平穩的，經過一階差分后平穩，所以也是一階單整I(1)序列。

2.協整性檢驗

通過Johansen協整檢驗來分析FDI與技術貢獻指標之間的協整關系，具體結果如表8所示。

表8 Johansen協整檢驗結果

結果表明，遼寧省FDI與技術貢獻指標之間存在長期穩定的均衡關系。

3.回歸與ARMA組合模型分析

利用Eviews軟件，建立回歸與ARMA組合模型:

回歸結果表明，從長期來看，遼寧省實際利用FDI對遼寧整體技術水平提高的貢獻率相當明顯，FDI與技術貢獻指標之間的彈性系數為0.595，即FDI每增加1%，技術貢獻指標增加0.595%。

四、結論和政策建議

(一)結論

第一，遼寧省實際利用FDI額對經濟增長有很大的促進作用，二者之間的彈性系數為0.401，即FDI每增加1%，遼寧省的GDP增加0.401%。

第二，遼寧省利用FDI每增加1%，第一產業增加值就會增加0.346%，第二產業增加值就會增加0.363%，第三產業增加值就會增加0.473%，說明第三產業利用外資的效用最高，其次是第二產業。

第三，FDI通過資本效應、技術效應和出口效應等三種方式來促進經濟增長。遼寧省實際利用FDI額每增加1%，資本形成額增加0.125%，出口額增加0.243%，技術貢獻指標增加0.595%。也就是說從長期來看，利用FDI對技術進步的作用最為明顯，其次是帶動出口，然后才是增加資本總額。

(二)政策建議

第一，承接國際產業轉移對遼寧省經濟發展作用至關重要，所以我們應該繼續重視招商引資工作。尤其是在歐美發生金融危機后世界經濟逐漸恢復的關鍵時期，我們更應該密切關注FDI的變化趨勢，一方面力爭保持住已取得的快速發展勢頭，另一方面又要承接國際產業轉移的質量，做到未雨綢繆，把歐美金融危機的負面影響降到最低。

第二，從三次產業來看，第三產業利用外資的效用最高，其次是第二產業。這一點正好與遼寧省已經提出的“兩大基地”和“三大產業”發展戰略①兩大基地是指裝備制造業和重要原材料工業，三大產業是指農產品加工業、高新技術產業和現代服務業。相吻合。所以要把“五點一線”全面開發戰略與“兩大基地”和“三大產業”發展戰略很好地結合起來。

第三，要爭取跨國公司在遼寧省建立更多的研發中心，更加充分地發揮FDI的技術溢出效應。要以沈陽和大連為中心，提高政府的出口服務效率，發揮外資企業的出口拉動效應。要科學規劃各級開發區，合理調整產業布局，搞好產業集聚，以此來充分發揮承接產業轉移的資本帶動效應。

［1］Chenery，H.B.，Strout，A.M.Foreign Assistance and Economic Development［J］.The American Economic Review，1966，56(4):679-733.

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