任 燕

（蘭州商學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

1 相關(guān)研究綜述

FDI的貿(mào)易效應(yīng)和溢出效應(yīng)能夠促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和福利水平的提高，已經(jīng)是理論界所達(dá)成的基本共識(shí).特別是近些年，F(xiàn)DI在促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中所起到的彌補(bǔ)地區(qū)資金不足、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等方面的作用，使FDI由理論研究熱點(diǎn)轉(zhuǎn)向政策實(shí)施導(dǎo)向.

國(guó)內(nèi)研究一方面基于中國(guó)宏觀層面數(shù)據(jù)，從不同角度研究FDI流入對(duì)東部發(fā)達(dá)地區(qū)所產(chǎn)生的效應(yīng).如趙奇?zhèn)?，張誠(chéng)（2006）以京津冀都市圈為例得出：FDI經(jīng)由技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響由強(qiáng)變?nèi)?，直至顯著負(fù)相關(guān)；[1]吳丹丹，謝建國(guó)（2007）以江蘇省制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群為例，表明FDI的進(jìn)入強(qiáng)化了江蘇省制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群的路徑依賴；[2]陳柳（2007）對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)1987-2003年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證分析表明：FDI技術(shù)外溢不再表現(xiàn)出對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著正面作用；[3]杜思霖，周升起（2007）對(duì)山東省17個(gè)地市利用外商直接投資（FDI）的業(yè)績(jī)與潛力進(jìn)行了定量比較分析，對(duì)各地市利用FDI狀況做了客觀的評(píng)價(jià).[4]

可見，國(guó)內(nèi)對(duì)FDI效應(yīng)的研究主要集中在FDI對(duì)中國(guó)宏觀層面及東部發(fā)達(dá)地區(qū)的研究，對(duì)西部地區(qū)的研究分析并不多.甘肅是作為中國(guó)西北地區(qū)重要的政治經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略通道，如何最大限度的發(fā)揮外國(guó)直接投資的作用更是提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵.國(guó)內(nèi)對(duì)甘肅省FDI研究具有代表性的觀點(diǎn)綜述如下.第一，基于FDI對(duì)甘肅省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，朱廷珺，聞金璐等（2008）通過分析發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)甘肅經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)不明顯，利用FDI業(yè)績(jī)指數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于潛力指數(shù)；[5]第二，基于FDI對(duì)甘肅省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，高新才，周西南（2011）通過運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)甘肅1999-2008 年的三次產(chǎn)業(yè)增加值與合同利用外資額的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，表明FDI對(duì)甘肅產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是顯著的.[6]

已有研究沒有將FDI對(duì)甘肅經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用細(xì)化到微觀層面，而只有系統(tǒng)的量化分析FDI在企業(yè)微觀層面的作用，才能更好的發(fā)揮政府的政策導(dǎo)向作用，提高FDI的利用率.

2 實(shí)證分析

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)處理

基于FDI效應(yīng)的相關(guān)理論研究，本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，探討甘肅省FDI對(duì)企業(yè)層面的影響.其中，引入甘肅省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值A(chǔ)SV來衡量FDI對(duì)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的影響，采用甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值GOV、工資總額TE為指標(biāo)來具體衡量對(duì)外資企業(yè)的影響.本區(qū)間為2000-2011年.考慮到異方差現(xiàn)象對(duì)實(shí)證分析結(jié)果帶來的影響，本文在所有的分析中均對(duì)各變量數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)進(jìn)行分析.數(shù)據(jù)主要來源是《甘肅省統(tǒng)計(jì)年鑒》，經(jīng)過整理所得.

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值（LNGOV）、工資總額（LNTE）以及規(guī)模以上工業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值（LNASV）為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為避免偽回歸的出現(xiàn)，在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，有必要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).本文采用單位根ADF檢驗(yàn)的方法，檢驗(yàn)結(jié)果表明（見表1），四個(gè)變量都存在單位根，即變量的水平序列都是非平穩(wěn)的，但是其一階差分的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于各自的5%臨界值水平，是較平穩(wěn)的.可見，LN GOV～I(xiàn)(1)、LNTE～I(xiàn)（1）、LNASV～I(xiàn)(1)與 LNFDI～I(xiàn)(1)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件.

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

常用的協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有兩種:一是在向量自回歸模型下利用簡(jiǎn)約陣的秩來檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的Johansen檢驗(yàn)；二是基于回歸的殘差序列的ADF檢驗(yàn).本文采用了后者，首先用普通最小二乘法建立甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值（LNGOV）、工資總額（LNTE）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值（LNASV）與外國(guó)直接投資（LNFDI）的回歸方程，經(jīng)過回歸得到如下模型為：

表1 各變量及其一階差分的單位根檢驗(yàn)

其次，對(duì)從回歸方程中得到的殘差序列μ1、μ2、μ3分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由于殘差序列的均值都為0，所以選擇無截距項(xiàng)、無趨勢(shì)項(xiàng)的ADF檢驗(yàn).具體估計(jì)模型如下：

原假設(shè)和備擇假設(shè)分別是：H0：δi=0；H1：δi<0(i=1,2,3)如果拒絕原假設(shè)，則μ1、μ2、μ3是平穩(wěn)序列.如果殘差平穩(wěn)，表明變量間存在協(xié)整關(guān)系，即甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值（LNGOV）、工資總額（LNTE）、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值（LNASV）分別與外國(guó)直接投資（LNFDI）存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.

檢驗(yàn)結(jié)果表明（見表2），μ1的ADF檢驗(yàn)值為-1.671359，小于顯著性水平為10%的臨界值-1.602074，因此不能接受存在單位根的零假設(shè)，說明誤差項(xiàng)序列μ1較平穩(wěn) 的 ；μ2、μ3的 ADF檢 驗(yàn) 值 分 別 為 -2.738135、-2.641147，均小于顯著性水平為5%的-1.977738臨界值，不能接受存在單位根的零假設(shè)，說明誤差項(xiàng)序列μ2、μ3是平穩(wěn)序列.由此認(rèn)為L(zhǎng)NGOV與LNFDI，LNTE與LNFDI，NASV與LNFDI是一階協(xié)整，（1）式（2）式（3）式分別為它們的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系式.

表2 誤差項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)

由（1）式（2）式（3）式可以看出，LNFDI均與 LNGOV、LNTE、LNASV成正相關(guān)，說明長(zhǎng)期內(nèi)甘肅省外國(guó)直接投資對(duì)甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值、工資總額、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值具有促進(jìn)作用.甘肅省外國(guó)直接投資增加1%，甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值增加0.528915%、工資總額增加0.212418%、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值增加0.710824%.

2.4 誤差修正模型

盡管經(jīng)協(xié)整分析表明，LNFDI均與 LNGOV、LNTE、LNASV存在協(xié)整關(guān)系.但是任何一組相互協(xié)整的時(shí)間序列變量都存在誤差修正機(jī)制.誤差修正模型把長(zhǎng)期關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)特征結(jié)合在一個(gè)模型中，既可以克服傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型忽視偽回歸的問題，又可以克服建立差分模型忽視水平變量信息的弱點(diǎn).因此我們?cè)趨f(xié)整分析的基礎(chǔ)上將μ1、μ2、μ3看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型來研究LNFDI與LNGOV、LNTE、LNASV之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系.模型回歸如下：

在(4)(5)(6)式中，D表示一階差分，括號(hào)內(nèi)的負(fù)數(shù)表示滯后階數(shù)，μ1(-1)、μ2(-1)、μ3(-1)表示誤差修正模型.

從上述結(jié)果，得到(4)(6)D(LNFDI(-1))系數(shù)均為正，變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，說明短期LNFDI對(duì)LNGOV、LNASV都具有推動(dòng)作用，與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果一致，并且長(zhǎng)期作用大于短期作用.但甘肅省外國(guó)直接投資對(duì)外商投資企業(yè)工資總額的短期半彈性為-0.773729，即甘肅省外國(guó)直接投資增加1%，外商投資企業(yè)工資總額降低-0.773729%，這表明外國(guó)直接投資的增加會(huì)對(duì)當(dāng)期外商投資企業(yè)工資總額產(chǎn)生負(fù)面影響.

誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，即均衡誤差有助于減少LNGOV、LNTE、LNASV的波動(dòng)，較好地反映了LNGOV、LNTE、LNASV受LNFDI影響的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律.

2.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果只說明了變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn).而格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想為：如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個(gè)方向上的格蘭杰原因；在非協(xié)整的情況下，任何原因的推斷將是無效的.上文的協(xié)整分析已經(jīng)看出一階差分后的LnFDI分別與LNGOV、LNTE、LNASV三者具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，現(xiàn)對(duì)其一階差分后的平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3：格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)說明，雖然FDI與GOV、ASV、TE存在均衡關(guān)系，但是FDI并不構(gòu)成GOV、ASV 、TE的格蘭杰原因，對(duì)GOV、ASV 、TE的促進(jìn)作用并不大，這一結(jié)果的出現(xiàn)可能與檢驗(yàn)所用的樣本容量過少有關(guān)，但同時(shí)也說明了決定甘肅省外商投資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值、外商投資企業(yè)工資總額的長(zhǎng)期關(guān)鍵要素不是流入的外資.可見，甘肅省在從充分利用外資方面還有很大的提升空間.

表3 Granger檢驗(yàn)結(jié)果(in VAR lag=2)

3 結(jié)論與政策建議

首先，F(xiàn)DI流入對(duì)甘肅省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)增加值起的積極作用，在長(zhǎng)期看更顯著.這一結(jié)論從側(cè)面肯定了FDI對(duì)甘肅省整個(gè)企業(yè)層面的積極作用，因此應(yīng)該繼續(xù)保持鼓勵(lì)外資的政策，但應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到甘肅省需要靠制度和政策的優(yōu)化，金融制度、產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的完善來吸引更多優(yōu)質(zhì)外資的進(jìn)入.

其次，從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果中不難看出，F(xiàn)DI無論從長(zhǎng)期還是短期都能促進(jìn)外商投資企業(yè)的總產(chǎn)值，所以當(dāng)前需要做的就是把外商投資企業(yè)總產(chǎn)值的增加轉(zhuǎn)化為甘肅經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力之一.充分提高外資水平的利用率，加強(qiáng)外商投資企業(yè)與甘肅省內(nèi)資企業(yè)的協(xié)作，引導(dǎo)外資投向基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等重點(diǎn)發(fā)展的產(chǎn)業(yè).

再次，F(xiàn)DI對(duì)外資企業(yè)工資總額的長(zhǎng)期影響大于短期，在短期甚至?xí)?duì)工資總額產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，表現(xiàn)出當(dāng)期FDI的流入促進(jìn)外資企業(yè)工資總額提高的滯后性.同時(shí)也表明FDI在促進(jìn)工資福利水平提高的潛力還很大.但是由于FDI的投入在每個(gè)行業(yè)間的分布極不平衡，很容易導(dǎo)致行業(yè)間收入差異日益明顯.因此，在努力吸引更多的外資以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，應(yīng)該合理分配FDI的投入去向，注重有利于發(fā)揮勞動(dòng)力和生產(chǎn)要素比較優(yōu)勢(shì)的行業(yè)，將FDI的帶動(dòng)效應(yīng)發(fā)揮到最大.

〔1〕趙奇?zhèn)?張誠(chéng).區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與FDI技術(shù)溢出:以京津冀都市圈為例[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2006（3）：111.

〔2〕吳丹丹,謝建國(guó).FDI對(duì)產(chǎn)業(yè)集群作用的實(shí)證研究——以江蘇省制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群為例[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2007（6）：54.

〔3〕陳柳,劉志彪.長(zhǎng)三角地區(qū)的FDI技術(shù)外溢、本土創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2007(1):90.

〔4〕杜思霖,周升起.山東省 17地市利用FDI的業(yè)績(jī)與潛力比較研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2007（5）：60.

〔5〕朱廷珺,陳鑫.甘肅省對(duì)外貿(mào)易績(jī)效的實(shí)證分析[J].甘肅行政學(xué)院學(xué)報(bào),2008(5):60.

〔6〕高新才,周西南.西部大開發(fā)以來FDI對(duì)甘肅產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2011(1):131.