山東省對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展的關系

摘 要：本文利用2003到2014年的山東省時間序列數(shù)據(jù)，建立模型進行關于山東省雙向投資與經(jīng)濟發(fā)展關系的實證研究。實證結(jié)果表明，對外直接投資與外商直接投資均能夠促進經(jīng)濟增長。通過雙向投資的角度出發(fā)，探討對外直接投資與經(jīng)濟增長的關系，并相應的提出對策和建議。

關鍵詞：對外直接投資；外商直接投資；山東省經(jīng)濟

近年來，隨著對外開放政策的不斷推進和\"走出去\"戰(zhàn)略的實施，山東省境外投資獲得了蓬勃發(fā)展。截至2014年，山東省國內(nèi)生產(chǎn)總值達10.99億美元。對外直接投資總額12.8億美元。其中2014年，新批準設立境外企業(yè)（機構）524家，比去年增長18.3%。中方投資62.9億美元，增長39.4%。實際對外投資44.1億美元，增長14.6%。由以上數(shù)據(jù)分析，山東省對外直接投資與經(jīng)濟的增長有密切的關系[1]。

引言

對外直接投資作為影響我國經(jīng)濟發(fā)展的關鍵因素，受到越來越多學者的關注，許多學者從實證的角度對其進行了定量分析。如：江小涓通過對發(fā)展中國家對外投資特征的分析，驗證了對外投資對我國未來經(jīng)濟發(fā)展及對外開放的重要影響。肖黎明對中國1980年～2007年的數(shù)據(jù)分析表明，中國的對外直接投資與經(jīng)濟增長之間有一定的協(xié)整關系，[2]。

Herzer（2008）認為若母國資源稀缺，對外直接投資可能引發(fā)母國產(chǎn)出下降，進而影響母國經(jīng)濟的增長。但若母國的對外直接投資企業(yè)能適應市場的需求，能以較低的成本在東道國生產(chǎn)并進口產(chǎn)品，那么就可以促進經(jīng)濟上的增長。在此之前，國內(nèi)也有對我國對外直接投資與經(jīng)濟增長關系﹑國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整投資區(qū)位選取的研究。王詠梅，王兆帥通過對1982年～2005年年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)的研究，利用經(jīng)濟協(xié)調(diào)理論分析得出：我國出口、GDP、OFDI間有長期的、均衡的關系，其中OFDI受到出口的積極的影響。范歡歡，王相寧研究對外直接投資對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構的影響，證實對外直接投資與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構占比呈正相關關系。劉建光，丁衛(wèi)國通過研究對外直接投資與投資區(qū)位選擇的關系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的不同對對外直接投資區(qū)位選擇的影響因素是不一樣的，[3]。

對外直接投資主要是通過跨國經(jīng)營，初期表現(xiàn)為資本的流出，而當跨國公司正常經(jīng)營時，公司獲取利潤將會轉(zhuǎn)移回母國，因此，對外直接投資對經(jīng)濟的影響效果取決于兩者之間的強弱對比。目前，對地方對外直接投資的定量研究不多且多集中在東南沿海及一些比較發(fā)達的省市。但不同地區(qū)自身的經(jīng)濟發(fā)展狀況不同，與對外直接投資的關系也就存在一定的差異。本文通過格蘭杰因果關系的檢驗檢驗山東省對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展的關系。

一、 實證分析

（一）模型建立及數(shù)據(jù)來源

通過上述對實證的分析，建立模型來分析上東省對外直接投資與經(jīng)濟增長之間的關系。選取的變量包括山東省對外直接投資、外商直接投資額、就業(yè)人數(shù)與經(jīng)濟增長。為了消除可能存在的共線性和異方差而獲得較為平穩(wěn)性的時間序列，對所有的變量取對數(shù)。

在模型（1）中，用公式：

LNGDP=C+aLNODI+bLNIFDI+cLNEmploy+ε+a0（1）

其中，LNGDP表示國民生產(chǎn)總值GDP的對數(shù)，用LNODI表示對外直接投資ODI的對數(shù)，LNFDI表示外商直接投資額IFDI的對數(shù)，LNEmploy表示就業(yè)人數(shù)Employ的對數(shù)，ε為殘差，a0為常數(shù)項。本文本選取樣本區(qū)間為2004～2014，其年間外商直接投資額、對外直接投產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來自《對外直接投資公報》和《山東省統(tǒng)計年鑒》[4]。

（二）實證結(jié)果

1.回歸結(jié)果

LnGDP=0.301367+0.087093LnODI+1.111381LnFDI—0.442226LnEmploy+ε

Se=（4.217931）（0.061216）（0.239153）（0.442241）

T=（0.071449）（1.422727）（4.647149）（-0.999967）

模型（1）為多元線性模型，使用Eviews8.0軟件運用最小二乘估計（OLS）對模型各參數(shù)進行估計，可知，各變量中只有山東省對外直接投資額的t值顯著，，常量和其余變量的t值均不顯著，為0.9806接近于1，F(xiàn)值很大，各變量之間存在嚴重的多重共線性該模型無法明確說明山東省對外直接投資與經(jīng)濟增長的關系。為了消除或降低模型的嚴重的共線性，進一步探討山東省經(jīng)濟增長和對外直接投資之間的關系，采用逐步回歸的方法，并選取山東省對外直接投資、對新疆經(jīng)濟增長的影響進一步分析山東省對外直接投資與經(jīng)濟增長的關系[5]。

2.協(xié)整檢驗結(jié)果

通過Johansen協(xié)整檢驗來分析各變量之間是否存在長期和短期的均衡關系。本文已經(jīng)確定無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期是1，因此Johansen協(xié)整檢驗的滯后期為0。通過Johansen檢驗的結(jié)果如表2所示，可以看出協(xié)整檢驗結(jié)果顯示至少存在1個協(xié)整關系。可見，山東經(jīng)濟增長和對外直接投資在長期的均衡關系，協(xié)整方程如（2）所示。從協(xié)整方程可以看出，對外直接投資、外商直接投資的t值均顯著。可見，山東省經(jīng)濟增長與對外直接投資、外商直接投資之間存在著長期的均衡關系，各變量的系數(shù)表示各自對經(jīng)濟增長的彈性，對外直接投資每提高1%，經(jīng)濟增長0.087093%，外商直接投資每提高1%，經(jīng)濟增長1.111381%。

3.2.2.3格蘭杰因果關系

山東省經(jīng)濟增長、對外直接投資和外商直接投資存在長期的協(xié)整關系，可以對其進行格蘭杰因果檢驗，進一步分析各變量之間的因果關系（表2），結(jié)果表明拒絕零假設“GDP不是ODI的Granger原因”、“GDP不是EMPLOY的Granger的原因”即對外直接投資和就業(yè)人數(shù)是山東經(jīng)濟增長的原因。這與上文的協(xié)整方程得出的結(jié)果相一致。

二、主要結(jié)論與對策建議

本文利用Johansen協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗進一步分析，可知對外直接投資的外商直接投資對山東省經(jīng)濟的增長較為明顯。從長期來看，山東對外直接投資與外商直接投資之間存在較強的替代作用，對外直接投資，使得本國資金流出；外商直接投資，使資金流入國內(nèi)。本國的流入大于資本的流出，在整體上表現(xiàn)為山東省對外直接投資能夠促進當?shù)氐慕?jīng)濟增長。

參考文獻：

[1]肖黎明.對外直接投資與母國經(jīng)濟增長：以中國為例[J].財經(jīng)科學，2009，（8）：111-117.

[2]羅良文.對外直接投資的就業(yè)效應：理論及中國實證研究[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2007，（5）：87-91.

[3]鄭亞莉，楊益均.浙江對外直接投資發(fā)展階段的實證研究與趨勢分析[J].浙江社會科學，2007，（9）：32-37.

[4]譚本艷，侯彥如.對外直接投資對湖北經(jīng)濟增長的拉動效應[J].湖北社會科學，2011，（2）：62-64.

[5]陳雄鷹.北京市對外直接投資與經(jīng)濟發(fā)展關系的實證研究[J].科技管理研究，2012，（12）：212-216.

作者簡介：

趙紫薇，（1999-），女，漢族，籍貫山東省，就讀于沂南縣第二中學，研究方向是經(jīng)濟類。