FDI與經(jīng)濟(jì)增長\\國內(nèi)資本及勞動力作用機(jī)理

摘要:基于VAR理論及其模型，實證檢驗了1983-2006年以來我國利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長、國內(nèi)資本及勞動力就業(yè)之間的相互作用機(jī)理認(rèn)為外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用符合新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，對國內(nèi)資本形成并無顯著的促進(jìn)作用，對勞動力就業(yè)只存在單向影響作用，旨在為我國利用外資提供決策依據(jù)。

關(guān)鍵詞:FDI;協(xié)整檢驗;利用外資;決策依據(jù)

中圖分類號:F061.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A

改革開放以來，我國出臺了一系列吸引外商投資優(yōu)惠政策，其目的是借助國外資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗來推動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長。目前，外商直接投資已經(jīng)在我國的國民經(jīng)濟(jì)運行和發(fā)展中占據(jù)重要地位。基于此，本文從FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用，以及FDI與各投入要素的作用機(jī)理予以實證分析。

一、相關(guān)研究綜述

關(guān)于外商直接投資影響經(jīng)濟(jì)增長，Solow(1950)的新古典增長模型認(rèn)為，F(xiàn)DI對產(chǎn)出增長率的影響會受到實物資本中規(guī)模報酬遞減的限制，F(xiàn)DI只能對人均收入發(fā)揮一種水平效應(yīng)(Level effect )，而不是一種增長率效應(yīng)(Rate effect )。換句話說，F(xiàn)DI僅能在短期內(nèi)影響經(jīng)濟(jì)增長，在長期不會改變總產(chǎn)出增長率，并且FDI對經(jīng)濟(jì)增長的短期影響依賴于穩(wěn)定均衡的路徑。1960年，羅斯托在闡述經(jīng)濟(jì)“起飛”理論時指出，一個國家需要有足夠的投資(國內(nèi)凈投資占國民收入中的比例超過10%)才能有效地啟動現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長，而發(fā)展中國家由于人均國民收入水平低，往往不能滿足這一條件，引進(jìn)外資則能為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)起飛創(chuàng)造必要的條件。

西方學(xué)者斯蒂芬.海默(S.Hymer，1960)等人的壟斷優(yōu)勢理論，哈佛大學(xué)教授維弄(R.Vernon，1966)的產(chǎn)品生命周期理論，英國雷丁大學(xué)教授約翰.鄧寧(J.H.Duning，1977)的國際生產(chǎn)折衷論，美籍日本學(xué)者小島清(K.Kojima )的比較優(yōu)勢論等，都從不同方面對國際直接投資進(jìn)行了深入研究，形成了許多國際直接投資理論。在國際直接投資對發(fā)展中東道國經(jīng)濟(jì)增長影響的理論中，以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家H.錢納里和A.斯特勞斯1969年創(chuàng)立的“兩缺口”模型最具有代表性。該模型認(rèn)為大多數(shù)發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受三種因素約束:一是儲蓄約束，即國內(nèi)需求水平低，不足以支持國內(nèi)投資需求的擴(kuò)張，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展;二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品和消費品進(jìn)口，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展;三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無法有效地使用外匯和各種資源，影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此錢納里等人認(rèn)為，如果發(fā)展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲蓄、外匯和技術(shù)約束，增加國民總儲蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

20世紀(jì)80年代中期，以羅默(P.Romer )和盧卡斯(R.Lucas)等人為代表的新增長理論認(rèn)為，對外開放和參加國際貿(mào)易可以產(chǎn)生一種外溢效應(yīng)(Spillover )，即通過技術(shù)轉(zhuǎn)讓、技術(shù)擴(kuò)散和技術(shù)外溢等途徑來持久地提高東道國的經(jīng)濟(jì)增長率。因此，外商直接投資也被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)增長的“發(fā)動機(jī)”。在實證研究方面，一些優(yōu)秀的實證研究如Blomstrom等(1992)[1]和Borensztein等(1998)[2]發(fā)現(xiàn)FDI與經(jīng)濟(jì)增長存在著正相關(guān)。世界銀行學(xué)者Husian 和Jun 應(yīng)用時間序列和橫截面序列相結(jié)合的方法對東亞國家(不包括中國)1970-1988年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，發(fā)現(xiàn)外國直接投資對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。Choe(2003)[3]使用Holtz-Eakin等(1988)提出的面板數(shù)據(jù)VAR模型研究180個國家從1971到1995年的FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著一種雙向的因果關(guān)系，但是FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系要弱于經(jīng)濟(jì)增長和FDI之間的因果關(guān)系。

20世紀(jì)90年代以來，國內(nèi)學(xué)者利用中國的數(shù)據(jù)，對外商直接投資作用于經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行研究。桑秀國(2002)[4]對中國31個省市自治區(qū)的橫截面數(shù)據(jù)和中國1983-2001年時間序列數(shù)據(jù)應(yīng)用格蘭杰因果檢驗和協(xié)整檢驗進(jìn)行實證分析，認(rèn)為外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)，但不能說FDI是中國經(jīng)濟(jì)增長的原因;相反，中國經(jīng)濟(jì)增長是FDI流入量增加的原因。呂光明(2003)[5]認(rèn)為到目前為止，F(xiàn)DI與中國經(jīng)濟(jì)增長之間不存在任何單向因果關(guān)系。杜江(2002)[6]等人的研究表明，外商直接投資對國內(nèi)資本形成具有重要影響，外商直接投資每增加1美元，可以帶動國內(nèi)資本形成總量增加24.208元人民幣。楊柳勇、沈國良(2002)[7]認(rèn)為，外商直接投資從長期(或從總體上)對中國的國內(nèi)投資已經(jīng)產(chǎn)生了“擠出”效應(yīng)。對于外商直接投資與國內(nèi)勞動力就業(yè)之間的關(guān)系，學(xué)者們的結(jié)論也并不一致。

本文基于VAR理論及其模型，以中國1983-2006年的樣本數(shù)據(jù)為依托，采用Johansen 協(xié)整(Co-integration )分析技術(shù)和格蘭杰(Granger )因果關(guān)系檢驗，通過建立向量誤差修正模型(VECM)，探討外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長、國內(nèi)資本、勞動力就業(yè)之間的長期均衡與短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系和相互影響的因果關(guān)系，并就變量之間相互作用的強弱程度采用方差分解(Variance decomposition )予以定量測度，其結(jié)論具有一定的政策啟示。

二、實證檢驗及結(jié)果

(一)指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

在指標(biāo)選取上，經(jīng)濟(jì)增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示;外商直接投資(FDI)按每年人民幣與美元兌換平均匯率的中間價折算成以人民幣表示的FDI存量;國內(nèi)資本(DK)采用扣除外商直接投資后的固定資產(chǎn)投資來表示。由于我國1992年以后才開始公布固定資產(chǎn)投資平減指數(shù)，因此本文采用GDP平減指數(shù)對相應(yīng)年度的GDP、DK、FDI進(jìn)行減值。勞動力指標(biāo)(L)采用年度就業(yè)人數(shù)表示。

本文分析的樣本數(shù)據(jù)采用1983-2006年的年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來自1985-2007年相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。對各變量指標(biāo)分別取自然對數(shù)以消除異方差的影響，分別記作LnGDP、LnDK、LnFDI、LnL。

(二)基于VAR系統(tǒng)的實證檢驗

如果時間序列各變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，說明他們存在共同的趨勢水平，這些時間序列的變化受長期均衡關(guān)系約束。如果外商直接投資對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的拉動作用，對國內(nèi)資本形成、勞動力就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，則它們之間應(yīng)該存在顯著的協(xié)整關(guān)系和相互影響的因果關(guān)系。因此，協(xié)整分析成為目前驗證外商直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的一種重要的計量經(jīng)濟(jì)分析方法。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。對本文所選取的變量作趨勢圖觀察，發(fā)現(xiàn)原始數(shù)據(jù)都有時間趨勢。傳統(tǒng)的經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)分析方法不再 適用。在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先要對變量作平穩(wěn)性檢驗，本文采用ADF(Augmented–Fuller )單位根檢驗方法來檢驗變量序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果表明，所有變量的水平序列都是非平穩(wěn)時間序列，而一階差分序列都為平穩(wěn)序列，即LnGDP、LnDK、LnFDI、LnL都是一階單整過程。在此基礎(chǔ)上可以使用Johansen(1995)和Juselius(1990)提出的基于向量自回歸(VAR)的系統(tǒng)極大似然法對模型進(jìn)行選擇和協(xié)整檢驗，即檢驗外商直接投資與所取變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.Johansen協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗法的基本原理是在VAR系統(tǒng)下，通過建立基于最大特征值的似然比統(tǒng)計量來判別變量LnFDI與LnGDP、LnDK、LnL之間的協(xié)整關(guān)系。在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗前必須確定VAR模型的最優(yōu)滯后期，滯后期根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則來確定，經(jīng)過反復(fù)檢驗確定滯后期為3時VAR模型擬和較好，殘差序列具有平穩(wěn)性，且不存在自相關(guān)，因此確定VAR(3)模型為最優(yōu)模型。

由于協(xié)整檢驗是對無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，具體應(yīng)該等于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗的最后階數(shù)為2。由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，外商直接投資(FDI)與我國經(jīng)濟(jì)增長(GDP)、國內(nèi)資本投入(DK)之間不存在協(xié)整關(guān)系，它們之間不存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此FDI對我國國內(nèi)資本形成是否具有促進(jìn)作用還有待進(jìn)一步檢驗。

結(jié)合我國利用外資的實際，外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用符合新古典模型描述的只是一種水平效應(yīng)(Level effect)，而不是一種增長率效應(yīng)(Rate effect )，即FDI僅能在短期內(nèi)影響經(jīng)濟(jì)增長，在長期不會改變總產(chǎn)出增長率。由于外商直接投資與我國勞動力投入之間存在協(xié)整關(guān)系，從經(jīng)濟(jì)意義上分析，這種協(xié)整關(guān)系的存在便可以通過一個變量的變化來影響另一個變量的變化。這表明一國經(jīng)濟(jì)增長保持長期、可持續(xù)發(fā)展必須依靠國內(nèi)要素投入和全要素生產(chǎn)率的提高，外商直接投資對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的影響是短期的、暫時的。

3.誤差修正模型及格蘭杰關(guān)系檢驗。正如Engle和 Granger (1987)指出的，如果包含在VAR中的變量存在協(xié)整關(guān)系，對這種協(xié)整(均衡)關(guān)系的短期調(diào)整過程，可以通過建立包括誤差修正項在內(nèi)的向量誤差修正模型來研究模型中的短期動態(tài)特征。外商直接投資與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長、資本投入及勞動力就業(yè)之間存在長期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即由于外資流入影響了國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長和資本投入、勞動力就業(yè)增加，還是國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長、資本投入和勞動力投入導(dǎo)致外商直接投資流入量的增加，還需要進(jìn)一步加以驗證，以便更深刻地分析變量之間相互作用機(jī)理問題。Granger和Sims 提出的因果關(guān)系檢驗法可用于此類問題的研究，在VAR模型中可以進(jìn)一步對各變量序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果表明，外商直接投資和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長、勞動力就業(yè)之間僅存在單向因果關(guān)系，即國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長和豐富的勞動力資源是外商直接投資大量流入我國的Granger原因，而外商直接投資對推動我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長和促進(jìn)勞動力就業(yè)并無顯著的因果關(guān)系。這表明我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長和對外商投資優(yōu)惠政策的實施對外資流入產(chǎn)生了強大的吸引力，經(jīng)濟(jì)增長對外商直接投資的短期效應(yīng)是非常顯著的。但是，外商直接投資和國內(nèi)資本形成之間不存在任何因果關(guān)系，即外商直接投資和國內(nèi)資本形成并無相互促進(jìn)效應(yīng)，二者是否存在擠入擠出效應(yīng)還難以確定。

因果關(guān)系檢驗說明變量之間具有因果關(guān)系，但不能測度因果關(guān)系的強弱程度，因此采用方差分解對變量間不同預(yù)測期限的均方誤差進(jìn)行分解。方差分解是通過分析每一結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動項的相對重要性信息，以便定量的把握變量間的影響關(guān)系。

三、結(jié)論

本文從外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長、資本形成、勞動力就業(yè)關(guān)系入手。實證分析了外商直接投資與各變量間的相互作用機(jī)理問題，驗證了新古典增長模型在中國的適應(yīng)性，其結(jié)論具有一定的參考價值。

1.外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長。從長期來看，外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其滯后效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也不顯著;從短期看，外商直接投資也不是引起我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，相反，我國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長是引起外商直接投資流入的原因;方差分析表明，外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長的長期影響力度(貢獻(xiàn)率)最小，一直穩(wěn)定在2%左右，而我國經(jīng)濟(jì)增長對外商直接投資影響力度較大，最大時達(dá)到52.07%。根據(jù)分析結(jié)果，外商直接投資在我國的基本情況符合新古典理論，即僅能在短期內(nèi)發(fā)揮水平效應(yīng)，在長期并無增長率效應(yīng)。從經(jīng)濟(jì)增長的全局戰(zhàn)略考慮。我國經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定增長主要靠國內(nèi)資本、勞動力投入和全要素生產(chǎn)率的提高。

2.外商直接投資和國內(nèi)資本。外商直接投資和國內(nèi)資本之間不存在長期均衡關(guān)系，二者也不存在相互影響的格蘭杰因果關(guān)系，外商直接投資對我國國內(nèi)資本的影響力度較小，穩(wěn)定在3%左右。這表明外商直接投資對我國國內(nèi)資本形成并沒有顯著的促進(jìn)作用，二者之間是否存在擠入擠出效應(yīng)還難以確定。本文的這一分析結(jié)果與國內(nèi)學(xué)者杜江(2002)，楊柳勇、沈國良(2002)的研究結(jié)論并不一致;而與呂光明(2003)的研究結(jié)果基本一致。值得注意的是，由于許多外商投資企業(yè)在我國享受超國民待遇，因此外資企業(yè)憑借政策優(yōu)惠和資本技術(shù)優(yōu)勢對我國國內(nèi)民營資本和國有資本的擠出效應(yīng)不容忽視。

3.外商直接投資和勞動力就業(yè)。外商直接投資和我國國內(nèi)勞動力就業(yè)存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但二者的因果關(guān)系是單方向的(LFDI)，即我國豐富的勞動力資源是外商直接投資流入的格蘭杰原因，但外商直接投資并不是我國勞動力就業(yè)增加的原因。影響國內(nèi)勞動力就業(yè)的主要原因在于國內(nèi)資本投入增加和經(jīng)濟(jì)增長，外商直接投資對勞動力就業(yè)的影響只有3%左右，這與目前我國的現(xiàn)實情況基本吻合。我國大量廉價的勞動力資源的存在對外商直接投資有很大的吸引力，外商投資企業(yè)在一定程度上是著眼于我國廉價的勞動力資源。但外商投資企業(yè)最終需要的是高技能、知識型的管理人才，我國低素質(zhì)、低技能的勞動力資源并不能滿足外商投資企業(yè)的需要，這就使外商直接投資對我國勞動力需求的效應(yīng)大打折扣。在我國加入WTO及全球經(jīng)濟(jì)一體化形勢下，我國勞動力資源過剩而其素質(zhì)低下的問題也將會成為經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展的巨大障礙之一，也是經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展中值得關(guān)注的問題。

參考文獻(xiàn):

[1] Blomstrom，Magnus Wang，Jian –Ye.“Foreign Investment and Technology Transfer:A Simple Model .”European Ecnonmic Review，1992(36).

[2] Borensztein ，E ;De Gregorio ，J . Lee，J-W.“How Does Foreign Investment Affect Economic Growth .”Journal of International Economic，1998(45).

[3] Choe，Do Foreign Direct Investment and Gross Domestic Investment Promote Economic Growth?[J].Review of Development Economics，2003(7).

[4] 桑秀國.利用外資與經(jīng)濟(jì)增長[J].管理世界，2002(4).

[5] 呂光明.國內(nèi)投資、外商直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長[J].山東工商學(xué)院學(xué)報，2003(17).

[6] 杜江.外商直接投資與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)驗分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，2002(8).

[7] 楊柳勇，沈國良.外商直接投資對國內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng)分析[J].統(tǒng)計研究，2002(3).

(責(zé)任編輯:關(guān)立新)