外商直接投資流入與中國西部經濟增長貢獻度的實證研究

摘要：本文利用單位根檢驗、協整檢驗、Granger因果關系檢驗及脈沖響應函數和方差分解分析等主流計量方法對西部地區經濟增長與外商直接投資之間的關系進行實證檢驗。實證結果表明，西部地區外商直接投資不利于當地的經濟增長，且兩者之間存在雙向的因果關系。

關鍵詞：外商直接投資；區域經濟增長；協整檢驗；脈沖響應函數；方差分解分析

一、文獻回顧

地區經濟發展不均衡是當前中國經濟發展過程中面臨的一個重要問題，相比中國東部和中部，西部地區經濟發展滯后問題尤為突出，為此中國政府先后制定了東中部地區支援西部及西部大開發等國家戰略，以此來激勵西部地區經濟發展。隨著西部經濟的開放，各種市場元素都在發揮著重要作用，其中外商直接投資對西部地區的貢獻就是其中之一。因此，研究外商直接投資對西部地區的貢獻度及如何優化西部地區外商直接投資結構就顯得尤為重要。

外商直接投資與經濟增長關系的研究歷來備受國內外學者們重視。Balasubramanyam（1996）從國際貿易政策的角度提出，實施出口導向政策的國家與實施進口導向政策的國家相比，FDI更有利于出口導向政策國家經濟的增長，且FDI的產出彈性遠大于東道國國內投資的產出彈性。Boreasetein（1998）從技術轉移的角度出發，通過分析1970～1989年69個發展中國家的外來投資，得出FDI推動了生產技術由工業國家向發展中國家的轉移，且FDI對東道國經濟的發展貢獻度遠大于國內投資的結論。Laura Alfaro（2004）從金融市場完善度的角度出發，通過1975～1998年的跨國數據發現，東道國金融市場越完備，東道國從FDI中獲益越多，且就東道國經濟發展提出了計算FDI與經濟發展的凈有效方法。

從最近國內的相關文獻來看，國內學者在國外學者理論分析的基礎側重于對FDI與東道國經濟增長之間關系的實證檢驗，檢驗的共同特點是構建一個擴大的經濟增長模型，在模型中加入傳統的FDI統計變量或其他輔助變量，以此來分析FDI與經濟增長之間的關系。

陳浪南等（2002）運用傳統上的索洛經濟增長模型進行實證研究，他們發現，以1991年為界限，1991年之前FDI對中國經濟的年貢獻率低于0.1 %，之后大約為0.5%。曹偉（2005）借鑒Shivas.Makki&Agapi Somwap的回歸模型，從新的視角考察了FDI對中國經濟增長的影響，得出FDI通過影響中國的對外貿易促進了中國的經濟增長，在此基礎上分析了FDI對中國經濟增長的凈效應。傅元海等（2010）從技術溢出的角度分析了外商直接投資與經濟增長的關系，如果外資企業本地化，技術轉移與當地經濟增長績效成正相關。鵬程、柳御林（2010）從區域經濟可持續發展的角度分析了FDI與經濟增長的關系，得出外資對廣東經濟增長只具有短期效應，而外資對江蘇經濟增長卻具有長期效應，提出了FDI與經濟可持續發展的新課題。

通過整理外商直接投資與經濟增長關系的相關文獻可知，學者們研究的重點集中于中國整體外資投入與整體經濟增長之間的關系，雖然在此基礎上開始注重從不同的角度切入，研究微觀領域外資與經濟增長的關系，但是區域性的IFDI與經濟增長關系的研究還是比較少，因此本文研究西部地區IFDI與西部地區經濟增長之間的關系，試圖在區域性IFDI與GDP關系研究方面有所貢獻。

二、數據、模型與實證檢驗結果

（一）數據說明

本文樣本期為1992～2012年。之所以從1992年開始，一方面考慮數據的可獲得性，另一方面考慮中國開始大規模吸引外資始于1992年。以西部地區的國內生產總值 （GDP）表示西部地區的經濟增長，數據來自西部地區各省市（青海、重慶、寧夏、四川、陜西、云南、廣西、甘肅、貴州、內蒙古、西藏、新疆）的國內生產總值加總。為便于比較和建模，消除價格因素的影響，采用商品價格指數將GDP（以1978年為基期）進行價格平減。西部地區實際利用的外商直接投資額表示西部地區的外商直接投資流入（IFDI），用西部各省市實際利用的外商直接投資額加總表示；IFDI 用當年美元平均匯率換算為以人民幣為單位的值，同樣為消除價格因素的影響，采用商品價格指數對IFDI進行價格平減。為消除異方差，將變量取自然對數值，表示為Ln與Ln。本文數據來源于《中國金融年鑒》、《中國統計年鑒》和西部地區相關省市統計年鑒。

（二）實證分析

為最大化地消除經濟時間序列存在的異方差，本文將所有變量取自然對數值，盡可能使其趨勢線性化。

1.變量的平穩性檢驗

變量的平穩性檢驗可以避免出現虛假回歸而造成的無效結論。本文采用ADF（Augmented Dickey-Full）檢驗檢驗變量的平穩性。假設序列yt服從p階自回歸過程，檢驗方程為

Ayt=c+δt+λyt-1+φi-1Δyt-i+1+εt

其中c為常數項、δt為趨勢項。作假設檢驗為H0：λ=0； H1： λ<0。如果接受原假設則說明序列yt沒有單位根。方程中加入p個滯后項，是為了使殘差項εt成為白噪聲。對于非平穩序列，還需檢驗其差分的平穩性，如果變量的n階差分是平穩的，則稱它是n階單整的，記作I（n）。而變量同階單整是變量之間存在協整關系的必要條件。檢驗結果如表1所示。

由表1可看出，Ln和Ln都是非平穩的，而他們的一階差分方程是平穩的，即Ln和Ln都是I（1）的過程，符合變量之間具有協整關系的條件。因而可以進行下一步的 協整檢驗分析、Granger分析及脈沖效應函數和方差分解分析。

2.協整檢驗

對于協整分析而言，通常采用 EG兩步法和 Johansen檢驗法。Johansen檢驗法適合多變間協整分析，這里采用后者來分析IFDI與經濟增長之間的關系。Johansen協整檢驗的思想為，在建立VAR模型前首先要根據LR統計量、FPE、SC、AIC 和 HQ 信息準則來判斷最為合適的滯后期 k。根據數據的特點以及非約束的VAR模型的AIC和SC準則，我們選擇最優滯后介數為2，協整檢驗結果見表2。

第一個似然統計量大于1%水平下的臨界值，因而第一個原假設被拒絕，第二個原假設被接受，表明西部地區FDI與GDP兩者之間僅存在一個協整關系，即西部地區FDI與GDP存在一個長期穩定關系，進一步得到協整方程。

標準化的協整方程為：

Ln= 7.892691-0.213774Ln+

（0.11486） （0.02773）

0.226772@TREND（86）+u

似然比：49.58705

從協整方程可以看出，西部地區GDP與FDI之間存在負相關關系，當地FDI每增加一個百分點，GDP減少0.213774個百分點，表明外商直接投資不利于西部地區的經濟增長，這與一些經濟學家分析中國整體的外商直接投資促進經濟增長的結論相悖，表明外商直接投資在促進西部地區經濟發展方面確實存在一些問題或不足，這更顯文章研究的重要性。

3.因果關系檢驗

協整檢驗僅能夠檢驗出變量間是否存在長期穩定的協整關系，但是這種關系是否具有因果性還需進一步檢驗。為使研究更加深入，我們對西部地區FDI與GDP之間的Granger因果關系進行了檢驗，檢驗結果見表3。

從表3可以看出，在8%的顯著水平下，和互為Granger原因，即西部地區的經濟增長沒有促進外商直接投資的流入，另一方面，外商直接投資也沒有促進經濟的增長。其結論與協整關系得到的結論相一致。可見，西部地區引入的外資沒有對當地的經濟增長發揮作用，外資帶來的資本效應和技術外溢效應等推動經濟發展的傳導機制作用微小，傳統上單純的引進外資就能促進經濟發展的觀點是錯誤的。

（三）脈沖響應函數和方差分解分析

脈沖響應函數刻畫的是在擾動項上施加一個標準差大小的沖擊對內生變量當前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響這個變量，并且通過 VAR 模型的動態結構傳導給其他所有的內生變量， 在 VAR 模型結構中可以利用沖擊反應函數識別出各個效應對 IFDI 沖擊的動態反應過程。圖1和圖2表示了IFDI脈沖響應函數的曲線圖，直觀地刻畫了各變量之間的相互關系。

圖1表示了GDP對IFDI沖擊的影響，GDP對IFDI的沖擊在第1期就表現明顯，在第2期達到了最大值17.1%，之后影響雖然有些下降，但一直保持正向性，表明GDP的變動會即刻產生IFDI的變動，影響力隨時間推移而變小。

圖2表示了IFDI對GDP沖擊的影響，IFDI對GDP的沖擊在第1期為正，此后一直為負向性，且負向性隨時間推移呈現加強趨勢，之后在高點2.3%之后趨于穩定。這表明IFDI的變動除第一期促進了當地經濟增長外，其余各期都不利于當地經濟的發展，并且這種不利趨勢具有長期影響效果，一直延續到第十期。可見，IFDI的流入對西部地區沒有發揮應有的促進作用，反而不利于西部地區經濟的增長。

方差分解是另一種描述系統動態性的方法，它是將系統的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻，計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻率的比重。然后隨時間的變化觀察重要的信息，從而估計該變量的時滯效應。 圖3和圖4表示了IFDI與GDP的方差分解分析。

根據方差分解的結果：由圖3可知，西部地區經濟增長的沖擊對外商直接投資變動的解釋度比較平穩，維持在18%左右；圖4可知，外商直接投資的沖擊對東部地區經濟增長的解釋隨著時間的推移逐漸上升，從第六期后開始達到峰值，并趨于穩定，維持在35%左右。這表明在長期均衡中，西部地區經濟增長（Ln）變化對外商直接投資（Ln）變化的貢獻度顯著小于外商直接投變化對西部地區經濟增長的貢獻度。其結論與各變量的脈沖響應函數分析的結論基本一致。

三、結論和建議

本文運用單位根檢驗、Jason協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數和方差分解分析，利用1992～2012年的數據實證研究了西部地區外商直接投資與經濟增長的關系，得到以下幾點結論。一是西部地區GDP與FDI之間存在負相關關系，當地FDI每增加一個百分點，GDP減少0.213774個百分點，表明外商直接投資不利于西部地區的經濟增長。二是西部地區經濟增長和西部地區外商直接投資互為Granger原因，即西部地區的經濟增長沒有促進外商直接投資的流入；另一方面，外商直接投資也沒有促進經濟的增長。三是基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解分析表明：長期內，西部地區外商直接投資與經濟增長互為影響，且影響為負，即西部地區經濟增長不利于外商直接投資的引入，同時外資的進入會阻礙西部地區經濟的增長。

西部地區外商直接投資的流入與經濟增長的關系同傳統上的全國外商直接投資流入與經濟增長的關系不相符，即西部地區外資的流入不利于西部地區經濟的增長，且經濟的增長也不會導致外資流入的增加。這表明西部地區在處理外資與當地經濟發展方面存在問題，為了更好地發揮外資對西部地區經濟增長的作用，特提出如下建議：（1）優化外資結構，促進西部地區基礎設施建設的投資，減少可能對西部地區當地資本產生擠出效應的投資，根據西部地區的實際需求引資，使引資不帶有盲目性；（2）吸引外商直接投資，不僅要關注外商直接投資的數量更要關注外商直接投資的質量，充分發揮外商直接投資在西部地區知識技術溢出的作用，提高當地企業的自主創新能力和勞動生產率；（3）通過相關政策導向使外商直接投資結構的變化與西部地區產業結構調整的要求相一致，進一步促進西部地區產業結構的優化；（4）充分考慮引進外資所帶來的環境后果和經濟增長的質量，引進所謂綠色GDP概念；（5）充分考慮引進外資的能耗及節能效果，考慮到經濟的可持續性發展。

參考文獻：

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（作者單位：上海理工大學）