FDI、對外貿易與山東區域經濟增長

□文/周婧雅

FDI、對外貿易與山東區域經濟增長

□文/周婧雅

本文根據1999～2009年山東省17個市的面板數據，通過面板數據的單位根檢驗、協整檢驗和廣義最小二乘回歸，對山東省FD I流入、對外貿易與區域經濟增長的關系進行實證研究。結果表明，FD I、進出口與山東經濟增長存在長期穩定的均衡關系，但FD I對經濟的正向作用不顯著，而進口尤其是出口對經濟增長的促進作用較大。

外商直接投資；對外貿易；經濟增長；面板數據回歸

一、引言及文獻綜述

近年來，隨著世界經濟全球化、區域經濟一體化的持續推進，我國和其他國家的經濟聯動性明顯增強，東部沿海地區尤為明顯。作為東部沿海的經濟大省，山東在2009年引進外商直接投資（FDI）80.10億美元，占全國FDI的8.90%，貨物進出口也占到了全國進出口總額的6.27%。研究山東FDI、對外貿易與區域經濟增長的關系，不僅對我國其他地區有重要借鑒意義，也有利于貫徹落實黨的十七大關于進一步對外開放的要求。對外開放是手段，國內發展是目的。對于FDI、對外貿易與我國經濟增長的關系，國內學者進行廣泛的實證研究。康贊亮、張必松（2006）通過協整檢驗與Granger因果檢驗發現，FDI與GDP為雙向因果關系，出口對我國經濟增長有顯著的帶動作用，進口對GDP的促進則不太明顯；吳德進（2007）對福建省的實證分析表明，出口和進口對福建省區域經濟增長都有促進作用，盡管后者的效應較弱，而FDI與福建GDP之間有雙向因果關系；孫秋霞、高齊圣（2010）對山東省的時間序列數據進行分析后認為，進口與山東GDP之間有雙向因果關系，而出口并不是GDP的Granger原因，FDI對GDP增加具有一定作用，但不夠顯著。因此，他們認為與福建等地不同，山東省經濟增長并非外向型。

綜上可知，現有對FDI、對外貿易和區域經濟增長關系的實證研究，主要方法為Granger因果檢驗或協整檢驗。這種基于時間序列的實證分析從整體上研究了我國（或省市）經濟增長與FDI及對外貿易的關系，有其合理性。但是，由于時間序列僅強調了整體而忽略了區域內部不同地區經濟發展的差異性，因此，基于時間序列的實證研究得出的結論會與現實情況存在一定偏差。為了克服這一缺陷，本文通過對山東省1999～2009年的面板數據進行實證分析，以探究FDI、進出口與山東區域經濟增長的關系。

表1 面板數據單位根檢驗

二、模型與數據說明

（一）模型設定。經濟理論表明，在開放經濟條件下，一國或地區經濟增長與FDI、進出口都存在關聯性。因此，為了研究山東省FDI、進出口與區域經濟增長的關系，可以建立以下面板數據模型：

在方程（1）中，GDP為區域國內生產總值，衡量區域經濟增長；FDI為外商直接投資；EX為出口；IM為進口；μit為隨機擾動項。下標it表示第i個樣本地區t時期的數據。

（二）數據來源及處理。在截面數據上，本文以山東省17個地級市作為研究樣本；在時間跨度上，選取對外開放快速發展的1999～2009年的年度數據。數據來源為山東省統計年鑒（2000～2010）。FDI為實際使用外資數據。對所有數據取自然對數，以消除量綱及削弱異方差，數據處理由計量分析軟件E－views6.0完成。

三、實證分析

（一）面板數據單位根檢驗。為了防止偽回歸，需要對面板數據進行單位根檢驗。由于走勢圖顯示山東省進口和FDI并不具有明顯的趨勢，故對變量序列進行平穩性檢驗時，僅選擇具有固定效應的檢驗方法。本文的檢驗類型選用Summary，滯后期由Eviews軟件依據施瓦茨信息準則（SIC）自動確定，檢驗結果見表1。（表1）由表1水平值檢驗可知，在5%的顯著性水平下，LLC檢驗表明面板數據不存在同質單位根，但IPS、ADF和PP三個檢驗有兩個都沒能通過，可以認為面板數據存在異質單位根，需要對數據進行一階差分檢驗。一階差分所有檢驗都通過，表明經一階差分后的序列平穩，可以對面板數據進行協整檢驗。

（二）協整檢驗。由單位根檢驗值，面板數據滿足協整檢驗的假設前提。一般而言，判斷變量的協整關系，主要有 Pedroni、Kao、Fisher等檢驗方法。本文選用前兩種，得到檢驗結果如表2所示。（表2）可以看出，在5%的顯著性水平下，面板數據的Pedroni和Kao協整檢驗的原假設都被拒絕。這表明FDI、EX、IM與GDP存在協整關系，山東區域經濟增長與FDI、進出口存在長期穩定的均衡關系，因此可以對方程（1）進行回歸。

（三）實證結果。運用面板數據廣義最小二乘法，使用截面固定效應和截面權重模型對方程（1）進行最小二乘回歸估計，結果見表3。（表 3）

表2 FD I、EX、IM與G D P的協整檢驗

表3 回歸結果

回歸結果顯示，盡管程度不同，山東省的FDI、出口、進口都對區域經濟增長具有正向帶動作用。但是，出口和進口都通過了5%的顯著性檢驗，而FDI則沒能通過顯著性檢驗。另外，回歸方程的R2和調整后的R2分別為0.9131和0.9032，方程對數據的擬合良好。F統計量檢驗也顯示回歸方程整體擬合情況良好，由于面板數據回歸時D.W.檢驗意義不大，不再對其進行分析。具體來看，EX的系數為0.412，IM的系數為0.145。由于已經對各變量數據取自然對數，根據雙對數模型的含義，自變量的系數可以代表彈性，因而由實證結果可以發現：山東出口額每增加1個百分點，會引起區域經濟增長約0.412個百分點；山東進口額每增加1個百分點，會引起山東區域經濟增長約0.145個百分點。整體來看，對外貿易對山東區域經濟增長的貢獻率到達50%以上，因此可以認為山東省是典型的出口導向型經濟發展模式。

四、結論與啟示

通過對山東省FDI、對外貿易和區域經濟增長的面板數據進行實證分析，可以得出以下結論：山東省各地級市的FDI、進出口貿易和區域GDP的面板數據不存在同質單位根，但存在異質單位根。經一階差分后的面板數據是平穩的，各變量之間相互影響，存在長期穩定的關系。傳統觀點一般認為，出口和FDI可以促進區域經濟的增長，而進口作為出口的抵消，在測度國際貿易對區域經濟增長的貢獻時應予以扣除。本文實證發現，FDI對山東省區域經濟增長的帶動作用并不顯著，而出口和進口對山東省經濟增長都有顯著的帶動作用。盡管進口的這一作用較小，但這一結論與吳德進（2007）對福建省的研究結論相似。

針對上述結論，結合現階段山東省在引進外商直接投資和開展對外經濟貿易活動的現狀，我們需要轉變傳統的招商引資和以創匯為目標的對外開放觀念，探求一些更為有效的對外經濟貿易措施，形成“完善內外聯動、互利共贏、安全高效的開放型經濟體系”，以促進山東省區域經濟的協調、穩定發展。一方面由于目前FDI并不能顯著提高山東省各地區經濟增長，在引進外商投資時太多的“超國民”待遇不僅沒有必要，還會由于“擠出效應”導致一定程度的國內投資的減少。當然，在制定FDI相關政策時，它與進出口的聯動性也是需要考慮的；另一方面由于進出口對山東區域經濟的增長都有很強的帶動作用，尤其是出口更為明顯，因此要繼續采取有效措施積極擴大出口，合理化進口，以達到促進區域經濟又好又快發展。但需要注意的是，在全球產業升級和山東省東西部發展差距持續擴大的大背景下，山東省在對外貿易過程中不僅要優化進出口結構，提高進出口質量，也要側重對外貿易在協調和平衡區域經濟方面的作用。總之，山東省需要積極拓展經濟社會領域開放的廣度和深度，繼續提升對外開放環境競爭力，在“一體兩翼”和海洋經濟戰略的開放取向下，實現新階段對外開放的新發展。

（作者單位：首都經濟貿易大學金融學院）

[1]吳德進.福建省FD I、對外貿易與經濟增長關系的實證研究[J].國際貿易問題，2007.10.

[2]劉同山，王曼怡.O FD I對國內資本形成影響的實證分析[J].金融與經濟，2010.11.

[3]孫秋霞，高齊圣.FD I、對外貿易與經濟增長的協整性研究——以山東省為例[J].技術經濟與管理研究，2010.6.

農業部軟科學“縣域經濟發展與中部崛起研究”（項目編號：Z201011）

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