外商直接投資對遼寧沿海經濟帶發展的正負效應實證分析

摘要：通過對外商直接投資對遼寧沿海經濟帶的國內生產總值、國際貿易、人力資本存量以及國內投資等方面作用的實證分析，得知隨著外商直接投資的增加，一方面該地區短期內的國內生產總值、國際貿易、國內投資等均得到不同水平的拉動作用，長期內這種拉動作用有所減弱；另一方面該地區的通過就業人數側度的人力資本存量卻隨之減少，說明外商直接投資將會對就業產生負效應。

關鍵詞：外商直接投資 遼寧沿海經濟帶 正負效應

中圖分類號：F74文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）30-0191-02

國際直接投資迅猛增長，跨國公司已成為世界經濟發展的主角以及中國經濟發展過程中最具活力和潛力的增長點，但由于遼寧沿海經濟帶長期以來的政策、地域、觀念等缺陷，一直以來引資情況不容樂觀，與東南沿海等地差距顯著，雖然今年來各城市在引資數量上呈現上升勢頭，但其促進經濟發展的整體作用有限，因此系統分析遼寧沿海經濟帶外商直接投資的正負效應可以為找到更好的引資策略提供政策依據，具有十分重要的意義[1]。

一、樣本數據處理

鑒于部分城市（如丹東、錦州等）2010年數據的不同渠道的明顯誤差，選擇1996—2010年遼寧沿海經濟帶的實際利用的外商直接投資、全社會固定資產投資、國內投資、人民幣與美元的當年匯率、國內生產總值、國際貿易額、人力資本存量的數據作為樣本進行分析，分別用KI（單位：億美元）、KF（單位：億元）、KD（單位：億元）、R、GDP（單位：億元）、T（單位：以美元）、L（單位：萬人）來表示。

首先，為了各個變量的單位統一，利用各年公布的外匯牌價將各變量折算成單位為億元的變量，用KII、TT表示成億元為單位的變量；其中，模糊的將全社會固定資產投資總額認定為國內投資和實際利用外資額之和，因此外商直接投資額為實際利用外資額，而國內投資也可輕松得出，即KD= KF-KII。遼寧沿海經濟帶的國際貿易總額為各地區進口和出口額總和，用TT來表示；另外，由于目前人力資本存量的度量方法有很多種，主要有受教育年限法、勞動力報酬法、學歷指數法、技術等技法以及教育經費法等，鑒于資料獲取的困難，暫時用遼寧沿海經濟帶各地區年末從業人員數量來代替人力資本量，這樣可以簡化核算的難度；其次，由于對數據取對數不會改變變量間平穩關系，又能消除樣本數據的異方差性，因此對數據進行對數化處理。LKII、LGDP、LTt、LKd、LL分別代表遼寧沿海經濟帶外商直接投資、國內生產總值、國際貿易額、國內投資、人力資本的對數值。以下所有計量分析，均采用Eviews5.0計量軟件進行。

二、實證分析

1.相關系數檢驗。通過Eviews軟件可求得LKII分別與LGDP、LKD、LTT、LL之間的相關系數矩陣，可初步確定LKii與上述各項指標的關系[2]。

由該結果可知，LKii與LGDP、Ltt、LKd、LL的相關系數分別為0.955442、0.915638、0.923408，說明實際利用外資分別與國內生產總值、貿易額、國內投資呈正向高度相關關系，即隨著吸引FDI值得增加，遼寧沿海經濟帶的國內生產總值、貿易額和國內投資都有所增加。但LKII與LL的相關系數為負，說明就業人數并未隨著吸引外資數的增加而增加，而實際引資與國內生產總值、貿易額和國內投資的正向關系還需進一步通過回歸分析來說明。

2.平穩性檢驗。對時間序列數據平穩性檢驗，又稱單位根檢驗，采用的方法是對時間序列進行差分，然后對差分序列進行回歸，采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法進行平穩性檢驗 [3]。要首先確定三個項，即有無常數項，有無趨勢項和有幾個滯后差分項，分別對LKII、LGDP、LTT、LKD分別進行單位根檢驗。各序列的單位根檢驗結果整理（見表2）：

由表2可知，LKII、LGDP、LKD、LTT以及LL水平序列均為不平穩序列，但經過差分處理之后，都變成了平穩序列，其中LKII為一階單整序列、LKII、LGDP、LKD、LTT分別為2階單整序列，因此要進行外商直接投資分別與國內生產總值、國內投資、國際貿易額以及就業的關系分析可以進行協整檢驗，因其符合協整分析的前提條件。

3.協整檢驗。主要考察外商直接投資與國內生產總值、國內投資、國際貿易額以及就業等四個因素的影響，因此在進行完平穩性檢驗后，就要進行外商直接投資與國內生產總值、外商直接投資與國內投資、外商直接投資與國際貿易額以及外商直接投資與就業之間是否具有長期協整關系，即考察外商直接投資是否會帶來上述四個因素的增加或減少，以及這種影響是否在長期起作用。在文中分別對LKII與LGDP， LKII與LKD， LKII與LTT以及LKII與 LL進行協整性分析。

首先對LKII與LGDP進行協整性檢驗：第一步先對變量進行OLS回歸，估計Lgdp對LKii的回歸方程，協整回歸模型如下：LGDP=2.068777+1.122458*LKii （R2 =0.906168），通過較高的可決系數可知，模型擬和效果較好 [4]。第二步檢驗殘差序列是否平穩，對協整回歸方程估計殘差序列resid01進行ADF檢驗[5]，由檢驗結果可知殘差序列Resid01的ADF檢驗統計量值為-2.679691，雖小于5%、10%顯著性水平下的檢驗值，但大于1%水平值，故說明此殘差序列不是平穩序列，說明雖然LGDP隨著LKII的增加而增加，但二者之間并不具有協整關系，說明外商直接投資與遼寧沿海經濟帶經濟增長之間不具有長期穩定的均衡關系。

同理對LKii與LKd，LKii和Ltt以及LKii和LL進行協整檢驗分析，得出外商直接投資雖能拉動國內投資，但不具有長期穩定的均衡關系；外商直接投資會減少就業，且與就業呈現長期穩定的均衡關系以及國際貿易額隨著外商直接投資的增加而增加，且二者呈現長期穩定的正向均衡關系等結論。

三、結論

通過上述實證分析，選取國內生產總值、國內投資、貿易額以及就業等相關指標作為沿海經濟帶經濟發展的指標，考察外商直接投資與這些指標的關系，從而總結出外商直接投資對遼寧沿海經濟帶的效應結果如下：（1）外商直接投資的流入促進了資本的形成，直接轉變為新的生產力，加快了該地區的經濟增長;（2）外商直接投資增加了遼寧沿海經濟帶的進出口額，提高了出口商品的附加值;（3）外商直接投資的流入帶動了上下游相關行業的發展，促進了沿海經濟帶國內投資的增長；（4）負效應主要體現在外商直接投資并沒有帶來創造就業數量，提高就業質量這一預期作用，而要促進拉動就業效應的實現則需今后長時期的努力。

因此，從總體上看，外商直接投資對遼寧沿海經濟帶帶來的正效應遠遠大于其負效應，應積極優化對外資的吸引，使其正效應逐漸輻射，變負效應為正效應，以達到沿海經濟拉動內地經濟增長的作用。

參考文獻：

[1]聶汝嫣.FDI對中國經濟的影響及次貸危機下中國的選擇[J].現代商業，2009，(8).

[2]毛廣雄.外商直接投資對上海經濟增長影響的實證研究[J].安徽農業科學，2006，(24).

[3]姚波.中國區域經濟差異的實證分析[J].統計研究，2005，(8).

[4]藤家國.外商對華直接投資研究[M].武漢:武漢大學出版社，2001.

[5]尹征杰.遼寧省FDI的經濟增長效應實證分析[J].大連海事大學學報，2007，(2).

[責任編輯 吳迪]