FDI、對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長動態(tài)關(guān)系研究

[摘要] 本文以協(xié)整理論為基礎(chǔ)，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、方差分解等方法研究了遼寧省經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)出口貿(mào)易與外商直接投資之間的動態(tài)關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)出口貿(mào)易及外商投資之間存在長期均衡關(guān)系；在長期內(nèi)，外商投資與出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用，但進(jìn)口貿(mào)易卻具有反向作用；方差分解表明經(jīng)濟(jì)增長的波動主要來自于本身與出口貿(mào)易。

[關(guān)鍵詞] 經(jīng)濟(jì)增長；FDI；進(jìn)出口貿(mào)易；協(xié)整檢驗(yàn)

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 19. 030

[中圖分類號] F127；F224 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2013）19- 0052- 03

1 引 言

我國自實(shí)行經(jīng)濟(jì)改革開放政策以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平快速提高，外商直接投資（FDI）額快速增長，進(jìn)出口貿(mào)易額大幅度提高。外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易成為經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)勁動力，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了強(qiáng)有力保證。遼寧省作為東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快省份，取得的成績令人矚目。1978年遼寧省實(shí)際利用外資額僅為38萬美元，出口貿(mào)易額為43億美元，進(jìn)口貿(mào)易額為0.7億美元；2011年實(shí)際利用外資額為2 426 739.00萬美元，出口貿(mào)易額為510.40億美元，進(jìn)口貿(mào)易額為449.20億美元。

目前國內(nèi)外學(xué)者對經(jīng)濟(jì)增長與FDI、對外貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。姚樹潔 等（2006）利用面板數(shù)據(jù)，研究了新興工業(yè)化國家外商直接投資、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資在總投資中所占的比重對生產(chǎn)具有顯著性影響。劉雙明（2007）利用復(fù)合系統(tǒng)整體協(xié)調(diào)度模型研究了經(jīng)濟(jì)增長與FDI協(xié)調(diào)程度，研究發(fā)現(xiàn)FDI與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)程度不高。馬巖（2006）研究了人力資本與外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的作用，并考察了FDI與人力資本的聯(lián)合效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在逐步減弱。朱華斌（2007）利用我國1983-2005年GDP、FDI及國際貿(mào)易數(shù)據(jù)，研究了外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易的影響，研究表明外商直接投資可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和對外貿(mào)易。陳一鳴（2011）通過對山東省FDI、經(jīng)濟(jì)增長與對外貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資、對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系，外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的增加是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。

基于以上研究，本文利用遼寧省1982-2011年數(shù)據(jù)，定量研究遼寧省經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資、對外貿(mào)易的動態(tài)變化關(guān)系，從而為遼寧省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供政策建議，為經(jīng)濟(jì)政策制定者提供依據(jù)。

2 變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取GDP作為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，F(xiàn)DI為實(shí)際利用外資額指標(biāo)，EX為出口貿(mào)易額指標(biāo)，IM為進(jìn)口貿(mào)易額指標(biāo)。為消除價格水平因素以及匯率影響，本文以1982年為基期，對名義GDP及進(jìn)出口總額、外商直接投資額進(jìn)行換算。由于對變量取對數(shù)之后并不影響變量之間的協(xié)整關(guān)系，并且可以消除模型中存在異方差的影響，對實(shí)際GDP、FDI、IM、EX進(jìn)行取對數(shù)處理，相應(yīng)變量分別記為LGDP、LFDI、LIM與LEX。

本文所選取的GDP、FDI、IM、EX數(shù)據(jù)均來自于歷年《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證分析結(jié)果及解釋

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，在分析時間序列數(shù)據(jù)之前，需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。利用Eviews 7.0軟件分別對LGDP、LFDI、LIM、LEX的原始序列及差分序列，分別進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，滯后期選擇基于AIC準(zhǔn)則，所得結(jié)果見表1所示。

由表1檢驗(yàn)結(jié)果可知，LGDP、LFDI、LIM與LEX不顯著，說明序列為不平穩(wěn)序列。ΔLGDP、ΔLFDI、ΔLIM與ΔLEX在5%顯著性水平下顯著，說明經(jīng)過一次差分之后，LGDP、LFDI、LIM與LEX平穩(wěn)。LGDP、LFDI、LIM與LEX均為一階單整，即LGDP～I(xiàn)（1）、LFDI～I(xiàn)（1）、LIM～I(xiàn)（1）、LEX～I(xiàn)（1）。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是為了確定變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。利用Eviews 7.0軟件對LGDP、LFDI、LIM、LEX進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗(yàn)。

在5%顯著水平下，經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資、進(jìn)口貿(mào)易額與出口貿(mào)易額之間存在著長期均衡關(guān)系。相應(yīng)協(xié)整方程為：

LGDPt=0.690 0 LFDIt+0.601 8 LEXt-2.036 9 LIMt-3.706 5（2）

在長期內(nèi)外商直接投資增加1個百分點(diǎn)，GDP增加0.690 0個百分點(diǎn)，出口增加1個百分點(diǎn)， GDP增加0.601 8個百分點(diǎn)，但是進(jìn)口增加1個百分點(diǎn)，卻會使GDP下降2.036 9個百分點(diǎn)。由此可見，外商直接投資與出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯促進(jìn)作用，必須重視外商直接投資與出口貿(mào)易發(fā)展。

3.3 誤差修正模型

根據(jù) Engle 定理，若一組變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，則協(xié)整回歸方程總是可以轉(zhuǎn)化成誤差修正模型。將誤差修正模型滯后階數(shù)定為1，得到如下誤差修正模型：

在短期內(nèi)，當(dāng)外商直接投資增加1個百分點(diǎn)時，經(jīng)濟(jì)增長將會增加0.019 2個百分點(diǎn)，上期經(jīng)濟(jì)增長1個百分點(diǎn)時，本期經(jīng)濟(jì)將會增加0.655 0個百分點(diǎn)，可見上期經(jīng)濟(jì)對本期經(jīng)濟(jì)增長影響最大。當(dāng)上期經(jīng)濟(jì)增加1個百分點(diǎn)時，本期外商直接投資將會增加1.269 3個百分點(diǎn)。上期經(jīng)濟(jì)增加會吸引外國投資者，從而會導(dǎo)致本期外商直接投資額增加。此外，經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長會大幅度增加進(jìn)口，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長1個百分點(diǎn)時，進(jìn)口將會增加2.908 4個百分點(diǎn)，可見經(jīng)濟(jì)發(fā)展會促進(jìn)國際貿(mào)易興旺，進(jìn)出口貿(mào)易則在不同程度上影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由上述分析可知，經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)也是彼此影響，但是并沒有說明影響方向。下面對經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定各變量滯后階數(shù)為2。

由表3可以看出，在短期內(nèi)進(jìn)口貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長也是進(jìn)口貿(mào)易的Granger原因，二者之間存在著雙向Granger因果關(guān)系。外商直接投資是進(jìn)口貿(mào)易的Granger原因，但是進(jìn)口貿(mào)易不是外商直接投資的Granger原因，存在從外商直接投資到出口的單向Granger因果關(guān)系。可見經(jīng)濟(jì)增長主要來自于出口貿(mào)易的發(fā)展，而出口貿(mào)易的發(fā)展也來自于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，二者相互促進(jìn)，共同發(fā)展。

3.5 方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)率來評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的相對重要性。因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動項(xiàng)的相對重要性信息。本文利用方差分解方法分析外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，方差分解詳細(xì)結(jié)果見表4。

從表4可以看出，GDP預(yù)測誤差主要來自于自身以及出口貿(mào)易，自身的貢獻(xiàn)程度達(dá)到了60%以上。進(jìn)出口貿(mào)易的增長均會導(dǎo)致GDP的增加，但是二者的貢獻(xiàn)程度不同。出口貿(mào)易的增長約占經(jīng)濟(jì)增長總波動的36%，并且保持相對穩(wěn)定的快速增長趨勢；相對于出口貿(mào)易，進(jìn)口貿(mào)易增長則比較緩慢，且對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度比較低。外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的影響比較微弱，這與脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)論相一致。

4 本文結(jié)論與政策建議

本文以協(xié)整理論為基礎(chǔ)，對遼寧省外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，可以得出如下結(jié)論：

（1）遼寧省經(jīng)濟(jì)增長與外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易之間存在著長期均衡關(guān)系。外商直接投資與出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用，但是進(jìn)口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長存在著一定的反向制約作用。外商直接投資使得大量資本從資本收益率較低的發(fā)達(dá)國家開始流向資本收益率較高的發(fā)展中國家，通過資本的積累可以使發(fā)展中國家彌補(bǔ)企業(yè)發(fā)展資本不足的缺陷，從而促進(jìn)企業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長。

（2）經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)口貿(mào)易存在著雙向Granger因果關(guān)系，外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易之間存在著從外商直接投資到進(jìn)出口貿(mào)易的單向Granger因果關(guān)系。外商直接投資直接影響到國內(nèi)資本積累，在經(jīng)濟(jì)增長同時影響了進(jìn)出口貿(mào)易增長。

（3）通過方差分解可知，進(jìn)出口貿(mào)易增長會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長，但是二者貢獻(xiàn)程度不同，出口貿(mào)易貢獻(xiàn)程度明顯要大于進(jìn)口貿(mào)易貢獻(xiàn)程度。外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長波動的貢獻(xiàn)則很微弱，且處于負(fù)方向，這可能是由于外商直接投資的利用效率不高所致。

通過以上分析，本文認(rèn)為要加快發(fā)展遼寧的出口貿(mào)易，擴(kuò)大利用外資規(guī)模，提高外商直接投資利用效率，加強(qiáng)本地企業(yè)與外商企業(yè)之間在技術(shù)與產(chǎn)品創(chuàng)新方面的合作。出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用顯而易見，但是不能忽視國內(nèi)市場地位，應(yīng)綜合考慮各方面因素，合理調(diào)整進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，在保持出口貿(mào)易發(fā)展的同時，改善產(chǎn)業(yè)之間的結(jié)構(gòu)，合理利用地區(qū)的資源優(yōu)勢，充分發(fā)揮自身的地理區(qū)位優(yōu)勢，提高進(jìn)口產(chǎn)品對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的合理發(fā)展。

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