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    雙向FDI與經(jīng)濟增長的實證研究*
    ——以遼寧省為例

    2018-04-12 09:37:02倪志剛
    關鍵詞:格蘭杰雙向產(chǎn)業(yè)結構

    李 媛, 倪志剛

    (沈陽工業(yè)大學 經(jīng)濟學院, 沈陽 110870)

    隨著生產(chǎn)要素在全球加速流動,F(xiàn)DI作為生產(chǎn)要素流動的載體,成為各國各地區(qū)參與經(jīng)濟全球化的重要方式之一。對外直接投資是遼寧省經(jīng)濟增長和對外開放的重要途徑之一,通過OFDI和IFDI不僅可以利用境外人力資源、消費市場,而且可以吸收境外資本、技術和管理經(jīng)驗,從而對投資母國的經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構等持續(xù)發(fā)揮影響。2016年遼寧省OFDI規(guī)模達到45.1億美元,同比增長20%,IFDI規(guī)模29.99億美元,同比下降42.2%。從2015年以前數(shù)據(jù)看,2014年IFDI總額274億美元,實際利用外資總額2008年突破100億美元,OFDI和IFDI呈現(xiàn)出發(fā)展不平衡的現(xiàn)象,IFDI總額明顯大于OFDI總額。雙向FDI對遼寧省經(jīng)濟增長是否發(fā)揮出積極作用,雙向FDI的產(chǎn)業(yè)應當如何選擇,成為迫切需要思考的問題。

    一、文獻綜述

    目前國內(nèi)外學者在研究雙向FDI與經(jīng)濟增長的關系時,往往只從OFDI或IFDI的角度分析其與經(jīng)濟增長的關系。

    國內(nèi)外關于OFDI與經(jīng)濟增長關系的主要研究成果有:Marta(2003)[1]研究了拉丁美洲OFDI和經(jīng)濟增長的關系,發(fā)現(xiàn)OFDI導致國內(nèi)資本的流出,不利于母國的經(jīng)濟增長。Denzer(2011)[2]運用內(nèi)生增長模型對OFDI的母國經(jīng)濟增長效應進行研究,認為OFDI能正向地影響一國的經(jīng)濟發(fā)展,前提是跨國公司可以自由地將外國知識轉移到母國。Barrios等(2005)[3]分析了愛爾蘭的OFDI狀況,發(fā)現(xiàn)跨國公司中間品需求的一部分來源于投資國的國內(nèi)市場,從而對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生影響。肖黎明(2009)[4]研究發(fā)現(xiàn),中國OFDI與經(jīng)濟增長存在協(xié)整關系,從長期看OFDI能夠促進中國的經(jīng)濟增長,促進作用在整體上較小。馮彩、蔡則祥(2012)[5]基于省級面板數(shù)據(jù)考察二者的關系,認為東部地區(qū)OFDI和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系,且對經(jīng)濟增長的促進效應最大。張偉如等(2012)[6]也認為,從全國來看省級OFDI績效與經(jīng)濟增長率之間具有顯著的正向關系,而中西部地區(qū)省份兩者之間存在負相關?;粜?2014)[7]認為,我國OFDI對產(chǎn)業(yè)結構調整起到了積極的促進作用,在勞動密集型和技術密集型行業(yè)表現(xiàn)得更為明顯。

    國內(nèi)外關于IFDI與經(jīng)濟增長關系的主要研究成果有:Ram(2002)[8]基于20世紀90年代跨國數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)IFDI對經(jīng)濟增長的影響顯著為正。Chee-Keong Choong(2004)[9]研究發(fā)現(xiàn),金融體系越發(fā)達的國家IFDI吸收能力就越強,IFDI的效應也越大,越能促進東道國的經(jīng)濟增長。陳繼勇、盛楊懌(2009)[10]采用時間序列數(shù)據(jù)分析表明,IFDI所產(chǎn)生的資本效應、技術溢出效應有利于中國產(chǎn)業(yè)結構的調整但作用有限,且可能導致我國三次產(chǎn)業(yè)結構的不平衡。潘錫泉、郭福春(2012)[11]采用邊界協(xié)整檢驗方法研究發(fā)現(xiàn),IFDI流入對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯,表現(xiàn)出強烈的“投機套利”等本土特征模式。樊少華(2013)[12]對比中國和南非情況,研究發(fā)現(xiàn)兩國的IFDI與經(jīng)濟增長之間均存在正相關關系,但中國在短期和長期內(nèi)經(jīng)濟增長都是IFDI的格蘭杰原因,南非僅在長期內(nèi)經(jīng)濟增長是IFDI的格蘭杰原因。馬立軍(2013)[13]基于GMM估計方法研究發(fā)現(xiàn),IFDI有利于經(jīng)濟增長,但“鎖定效應”會削弱其對經(jīng)濟增長的貢獻。

    從雙向FDI角度展開的研究主要有:姜巍、傅玉玢(2014)[14]通過分析中國雙向FDI的進出口貿(mào)易效應發(fā)現(xiàn),IFDI的長期出口促進效應存在下降趨勢,其現(xiàn)有類型和質量對經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展存在局限性;OFDI的長期出口促進效應存在上升可能,發(fā)展?jié)摿薮蟆YZ妮莎等(2014)[15]分析雙向FDI與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系,發(fā)現(xiàn)從長期看中國雙向FDI對產(chǎn)業(yè)結構升級均有促進作用,但IFDI對產(chǎn)業(yè)結構高度化的促進效應更顯著,OFDI則對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用更顯著。張林(2016)[16]從金融視角分析中國雙向FDI和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的關系,發(fā)現(xiàn)雙向FDI均對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化具有顯著正向促進作用,但對東部地區(qū)的影響明顯大于中西部地區(qū)。

    本文參考其他學者的研究成果和研究方法,從經(jīng)濟數(shù)量增長和經(jīng)濟質量增長兩個方面,研究遼寧省雙向FDI與經(jīng)濟增長的關系[17],為實現(xiàn)遼寧省經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構升級提出意見建議。

    二、雙向FDI與經(jīng)濟數(shù)量增長的實證分析

    雙向FDI對經(jīng)濟數(shù)量增長的作用主要表現(xiàn)在GDP總量、凈出口等方面,本文選取這兩個角度分別實證分析雙向FDI與GDP、凈出口的關系。

    1. 雙向FDI與GDP的關系分析

    GDP作為經(jīng)濟增長的指標之一,反映了一個地區(qū)經(jīng)濟增長的規(guī)模和綜合實力,本文首先實證分析遼寧省雙向FDI與GDP之間的關系。影響GDP的因素有很多,如消費、投資、出口等,為了簡化不相關因素,突出雙向FDI對GDP的影響,引入變量固定資產(chǎn)投資(IFA)。選擇IFA(固定資產(chǎn)投資)、OFDI(對外直接投資)和IFDI(外商直接投資)作為解釋變量,以遼寧省GDP作為被解釋變量,建立的模型為

    GDPt=α0+α1IFAt+α2OFDIt+α3IFDIt+μ(t=1,2,…,T)

    (1)

    式中:GDPt為第t年遼寧省生產(chǎn)總值,IFAt為第t年遼寧省固定資產(chǎn)投資總額,OFDIt為第t年遼寧省對外直接投資額,IFDIt為第t年遼寧省外商直接投資額。首先進行對數(shù)化處理,模型轉化為

    ln GDPt=α0+α1ln IFAt+α2ln OFDIt+

    α3ln IFDIt+μ(t=1,2,…,T)

    (2)

    其次,對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,確保時間序列是平穩(wěn)的,對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)要進一步進行差分,直到數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性為止,檢驗結果如表1所示??梢钥闯?,變量ln IFA和ln IFDI的原始序列不具有平穩(wěn)性,變量ln GDP和ln IFDI的一階差分不具有平穩(wěn)性,但是4個變量的二階差分在1%顯著性水平下都具有平穩(wěn)性,即二階單整。

    表1 雙向FDI與GDP的ADF檢驗結果

    注:(1)滯后期的3個選項表示進行ADF檢驗時方程的設定形式:第1項表示截距項,為c時含有截距項,為0時不含截距項;第2項表示時間趨勢,為t時包括時間趨勢,為0時不包括時間趨勢;第3項表示最優(yōu)滯后期,根據(jù)SC最小準則選擇。(2)數(shù)據(jù)采用Eviews 8.0進行分析處理。下同。

    然后進行變量的協(xié)整檢驗,利用Eviews軟件求得殘差序列并對其進行單位根檢驗,結果如表2所示??梢钥闯?,t統(tǒng)計量的值小于各臨界值,拒絕原假設,即殘差不存在單位根,是平穩(wěn)的。變量ln GDP、ln IFA、ln OFDI、ln IFDI之間存在協(xié)整關系,可以進行格蘭杰因果關系檢驗。

    表2 雙向FDI與GDP殘差序列的ADF檢驗結果

    在單位根檢驗和協(xié)整檢驗通過的情況下,進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗,結果如表3所示。可以看出,在1期滯后下IFAI和OFDI互為格蘭杰原因,同時IFA也是IFDI的格蘭杰原因;但是在2期滯后下IFDI是IFA的格蘭杰原因,同時IFA和GDP互為格蘭杰原因,說明固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長不能立即發(fā)揮作用,而是在滯后期逐漸發(fā)揮作用。同時可以看出,1期滯后下OFDI和GDP互為格蘭杰原因,同時GDP也是IFDI的格蘭杰原因,但是在4期滯后下IFDI才是GDP的格蘭杰原因,這可能是因為IFDI的投資規(guī)模占IFA的規(guī)模較小,所以IFA先對GDP產(chǎn)生作用,而IFA隨著時間的積累才逐漸對GDP增長發(fā)揮作用。

    表3 雙向FDI與GDP的格蘭杰因果檢驗結果

    格蘭杰因果關系檢驗顯示變量之間是存在因果關系的,因此對變量之間回歸模型的預測具有一定的解釋意義。運用Eviews軟件預測模型中各個變量的系數(shù),結果為

    ln GDPt=3.514 9+0.001 6ln IFAt+0.121 7ln OFDIt+0.574 1ln IFDIt

    (3)

    (0.544 9) (0.043 0) (0.060 4) (0.105 9)

    R2=0.981 076 DW=1.517 100F=380.187 6

    R2=0.981 076說明回歸方程具有很強的擬合程度,DW=1.517 100表明回歸方程不存在自相關和多重共線性的問題。從式(3)中可以看出,OFDI和IFDI對遼寧省經(jīng)濟增長都起到了貢獻作用:OFDI每增加1個百分點,遼寧省GDP就會增長0.121 7個百分點,這主要是由于遼寧省OFDI主要流向發(fā)達國家和地區(qū),對這些國家和地區(qū)的投資能夠產(chǎn)生很強的逆向技術溢出效應,從而促進遼寧省經(jīng)濟增長;IFDI每增加1個百分點,遼寧省GDP就會增長0.574 1個百分點,這是因為對遼寧省的IFDI主要也是源于發(fā)達國家和地區(qū),主要投資于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。遼寧省第二產(chǎn)業(yè)本身具有較強的競爭優(yōu)勢,在資金和技術的支持下對經(jīng)濟增長發(fā)揮了更大的促進作用,而第三產(chǎn)業(yè)處于加速發(fā)展時期,資金的流入也有利于其較快增長,從而促進經(jīng)濟增長。但是也可以看出,IFDI對遼寧省GDP的貢獻大于OFDI,這主要與二者的規(guī)模有關,OFDI的規(guī)模明顯小于IFDI,2015年遼寧省IFDI規(guī)模出現(xiàn)“斷崖式”下降,這可能是遼寧省經(jīng)濟負增長的原因之一。

    2. 雙向FDI與凈出口的關系分析

    出口是拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一,一個地區(qū)的凈出口越大,對經(jīng)濟增長的貢獻就越大。從支出法的角度來看,GDP是由消費、投資和凈出口3個部分組成的,凈出口規(guī)模直接影響到GDP總量。選取GDP、OFDI和IFDI作為解釋變量,NEX(凈出口總額)作為被解釋變量研究雙向OFDI對凈出口的影響,建立的模型為

    NEXt=α0+α1GDPt+α2OFDIt+α3IFDIt+μ(t=1,2,…,T)

    (4)

    式中:NEXt為第t年遼寧省凈出口額,GDPt為第t年遼寧省生產(chǎn)總值,OFDIt為第t年遼寧省對外直接投資總額,IFDIt為第t年遼寧省外商直接投資總額。對數(shù)化處理結果為

    ln NEXt=α0+α1ln GDPt+α2ln OFDIt+

    α3ln IFDIt+μ(t=1,2,…,T)

    (5)

    設原假設H0:數(shù)據(jù)時間序列具有單位根,是平穩(wěn)的;H1:數(shù)據(jù)時間序列不具有單位根,是非平穩(wěn)的。變量ADF檢驗結果如表4所示??梢钥闯觯兞縧n NEX和ln IFDI的原始序列不具有平穩(wěn)性,變量ln NEX、ln GDP和ln IFDI的一階差分不具有平穩(wěn)性,但是4個變量的二階差分在1%顯著性水平下都具有平穩(wěn)性,即二階單整。

    表4 雙向FDI與凈出口的ADF檢驗結果

    然后對變量的殘差進行協(xié)整檢驗,結果如表5所示。可以看出,殘差不存在單位根,因此變量ln NEX、ln GDP、ln OFDI和ln IFDI之間存在協(xié)整關系,可以進一步進行格蘭杰因果關系檢驗。

    表5 雙向FDI與凈出口殘差序列的ADF檢驗結果

    在變量不存在單位根和變量間存在協(xié)整關系的前提下,可以對變量進行格蘭杰因果關系檢驗,結果如表6所示??梢钥闯?,在1期滯后下,GDP和NEX互為格蘭杰原因,OFDI和NEX互為格蘭杰原因,IFDI和NEX互為格蘭杰原因。這說明GDP總量的增長能夠促進凈出口的增加,凈出口的增加也能帶來GDP規(guī)模的擴大,同時OFDI和IFDI能對遼寧省凈出口的增加起到促進作用,遼寧省凈出口的增長也有助于OFDI和IFDI規(guī)模的擴大。選取GDP、OFDI、IFDI作為NEX的解釋變量是合理的,能夠進一步進行回歸分析。

    最后對變量ln NEX、ln GDP、ln OFDI和ln IFDI進行回歸分析,結果為

    ln NEXt=3.019 6+0.308 5ln GDPt-0.058 6ln OFDIt+0.042 1ln IFDIt

    (6)

    (0.279 2) (0.473 3) (0.592 7) (0.832 1)

    R2=0.785 569 DW=1.430 360F=238.012 876

    表6 雙向FDI與凈出口的格蘭杰因果檢驗結果

    可以看出,R2值表明方程具有較強的擬合程度,DW也說明方程不存在共線性和自相關等問題。但是IFDI統(tǒng)計量的概率為0.832 1,表明遼寧省外商直接投資和凈出口之間的關系不明顯,其系數(shù)可信度低。從式(6)中可以看出,GDP和IFDI對于遼寧省NEX具有促進作用,其中GDP每增長1個百分點,NEX增加0.308 5個百分點,這也說明NEX對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻很大。IFDI對NEX的貢獻相對較小,IFDI每增加1個百分點,NEX增長0.042 1個百分點;同時OFDI的增長不利于NEX的增加,OFDI每增長1個百分點,NEX反而下降0.058 6個百分點。由于按支出法計算的GDP本身包括NEX一項,而外商直接投資建立的外資企業(yè)也會帶來出口的增加,因此GDP和IFDI對于遼寧省NEX起到促進作用,但是OFDI是資本流出過程,反而會增加進口,因此對NEX增長起到逆向作用。但不可忽略的是,從前面實證發(fā)現(xiàn)OFDI能夠促進GDP的增長,OFDI每增長1個百分點GDP會上升0.121 7個百分點,故OFDI對經(jīng)濟增長的貢獻作用取決于其對GDP貢獻作用大還是對NEX的阻礙作用大。

    三、雙向FDI與經(jīng)濟質量增長的實證分析

    雙向FDI對經(jīng)濟質量增長的影響主要表現(xiàn)在對產(chǎn)業(yè)結構的影響上。選取遼寧省雙向FDI和三次產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù),采用灰色關聯(lián)分析法分析二者之間的關系,其計算步驟如下:

    第一步,原始數(shù)據(jù)時間序列的構造,假設三次產(chǎn)業(yè)時間序列為

    Xi=[xi(1),xi(2),xi(3),xi(4),xi(5)] (i=1,2,3)

    (7)

    假設遼寧省行業(yè)存量的時間序列為

    Yi=[yj(1),yj(2),yj(3),yj(4),yj(5)] (j=1,2,3,4,5)

    (8)

    第二步,對參數(shù)數(shù)列和比較數(shù)列,采用極值法進行無量綱化處理,公式為

    (i=1,2,3)

    (9)

    (i=1,2,3,4,5)

    (10)

    第三步,求各序列最小值、最大值,公式為

    Δi=[Δi(1),Δi(2),Δi(3),Δi(4),Δi(5)]

    (11)

    Δj=[Δj(1),Δj(2),Δj(3),Δj(4),Δj(5)]

    (12)

    第四步,求參考序列和比較序列的灰色關聯(lián)系數(shù),公式為

    (13)

    式中,ρ為分辨系數(shù),通常取值0.5。

    第五步,計算灰色關聯(lián)度。因為關聯(lián)系數(shù)是比較序列和參考序列在各個時刻的關聯(lián)程度,所以不止一個,而信息過于分散不便于進行整體比較,需要對各個時刻的關聯(lián)系數(shù)進行比較,作為比較序列與參考序列間關聯(lián)程度的度量方法。參考序列和比較序列灰色關聯(lián)度計算公式為

    (14)

    第六步,對關聯(lián)序列各因素的關聯(lián)程度進行排序。如果γ1<γ2,說明參考序列與比較序列更相似,二者之間的關聯(lián)程度較大;反之,則說明參考序列與比較序列之間的關聯(lián)程度不大。

    選取遼寧省OFDI和IFDI排名前十的行業(yè),分別計算其與三次產(chǎn)業(yè)的灰色關聯(lián)度,結果如表7、8所示。

    表7 OFDI前十行業(yè)與遼寧省三次產(chǎn)業(yè)灰色關聯(lián)度

    表8 IFDI前十行業(yè)與遼寧省三次產(chǎn)業(yè)灰色關聯(lián)度

    由表7、8可以看出,遼寧省對外直接投資行業(yè)、外商直接投資行業(yè)均與三次產(chǎn)業(yè)存在緊密關聯(lián),雙向FDI對三次產(chǎn)業(yè)的影響程度可由表中的關聯(lián)度數(shù)據(jù)得以體現(xiàn)。

    四、結論及建議

    1. 結論

    雙向FDI對GDP增長的影響是多方面的。從回歸方程可以看出,OFDI每增加1個百分點,遼寧省GDP就會增長0.121 7個百分點。遼寧省OFDI主要流向發(fā)達國家和地區(qū),能夠促進省內(nèi)相關行業(yè)技術升級和產(chǎn)業(yè)結構升級,從而帶來經(jīng)濟增長。IFDI對GDP的影響更為明顯,IFDI每增加1個百分點,遼寧省GDP就會增長0.574 1個百分點。IFDI首先直接擴大了省內(nèi)投資規(guī)模,遼寧省經(jīng)濟增長主要依靠固定資產(chǎn)投資,因此固定資產(chǎn)投資的擴大直接推動了GDP的增長。其次,IFDI帶來的技術和管理經(jīng)驗從國外向國內(nèi)的轉移,提高了行業(yè)對生產(chǎn)要素的利用率,推動行業(yè)結構升級,對資源更有效的利用帶動企業(yè)生產(chǎn)效率和利潤率上升,從而促進GDP增長。但從格蘭杰因果關系檢驗中可以發(fā)現(xiàn),遼寧省IFDI對GDP的作用要有4期滯后才能發(fā)揮,而OFDI的作用在1期滯后的情況下就能發(fā)揮,這可能與遼寧省OFDI主要流向美國、香港等地區(qū),其逆向溢出效應較大有關?;疑P聯(lián)分析顯示,電氣機械及器材制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)的OFDI更有利于產(chǎn)業(yè)結構調整,而制造業(yè)、租賃和商務服務業(yè)的IFDI更有利于產(chǎn)業(yè)結構的調整。

    2. 建議

    雙向FDI從GDP、凈出口和產(chǎn)業(yè)結構3個方面對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用,本文據(jù)此提出遼寧省雙向FDI發(fā)展的建議:

    (1) 改善對內(nèi)對外投資環(huán)境,促進雙向FDI發(fā)展。首先,要轉變政府職能,努力構建服務型政府。在企業(yè)投資過程中政府應盡可能扮演投資咨詢者的角色,引導企業(yè)“走出去”和“引進來”,減少行政審批環(huán)節(jié),提高審批效率,為企業(yè)提供完善的事前、事中和事后的一整套服務,建立企業(yè)投資風險防控機制,讓企業(yè)更放心地開展對外投資,吸引海外資本進入省內(nèi)具有競爭力的優(yōu)勢行業(yè)。其次,應該擴大FDI的投資領域,不僅要有序放寬外資能夠進入的領域,讓資本能夠在電信、醫(yī)療、金融等敏感行業(yè)自由流動,讓國外成熟的技術和制度反推省內(nèi)相關行業(yè)升級和發(fā)展,通過市場競爭激發(fā)經(jīng)濟的活力;而且要鼓勵資本進入國外的相關行業(yè),而不是流入低端服務業(yè)和制造業(yè),以實現(xiàn)更大的逆向技術溢出效應。

    (2) 發(fā)揮雙向FDI對固定資產(chǎn)投資、凈出口的促進作用。從規(guī)模上來看,IFDI投資額遠小于固定資產(chǎn)投資額,應增加遼寧省固定資產(chǎn)投資。IFDI能夠直接帶來固定資產(chǎn)投資的增加,外商的進入不僅能帶來資金,還能帶來技術和管理經(jīng)驗。通過建立合資企業(yè)等方式,能夠加快技術、管理經(jīng)驗等的傳播,使其他企業(yè)通過學習、模仿實現(xiàn)產(chǎn)品升級;同時外資企業(yè)和省內(nèi)其他企業(yè)的競爭能夠激發(fā)市場活力,促進資本良性循環(huán),最終促進經(jīng)濟增長。

    (3) 強化雙向FDI對產(chǎn)業(yè)結構的調整作用。從行業(yè)角度來看,雙向FDI與遼寧省三次產(chǎn)業(yè)結構具有很強的關聯(lián)性。產(chǎn)業(yè)結構只有與經(jīng)濟的發(fā)展水平相適應才能對經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用,產(chǎn)業(yè)轉型升級一直是經(jīng)濟發(fā)展中不可忽略的問題。FDI是產(chǎn)業(yè)結構調整的方式之一,應充分發(fā)揮雙向FDI的作用。首先,各行業(yè)對其所屬行業(yè)的影響最大,對于夕陽產(chǎn)業(yè)應該鼓勵資本流出、限制資本流入,對于新興和重點產(chǎn)業(yè),則應鼓勵資本流入、限制資本流出。其次,政府部門應該對產(chǎn)業(yè)結構調整有明確的判斷,對需要大力發(fā)展的行業(yè)鼓勵外資進入,對落后甚至應該淘汰的行業(yè)則應該鼓勵行業(yè)資本流出和向其他行業(yè)轉型。最后,對于某些事關經(jīng)濟安全的行業(yè)應該采取鼓勵其發(fā)展的態(tài)度,引導內(nèi)資流入,避免外部資本的沖擊,培育其在市場上的競爭力。

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