汪明星

摘 要:本文運用協(xié)整分析與誤差修正模型等計量分析方法就1983~2007年間外商直接投資對中國國內(nèi)投資產(chǎn)生的影響做了實證分析。從分析結(jié)果來看,長期內(nèi)外商直接投資對國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng),而短期內(nèi)外商直接投資對國內(nèi)投資存在滯后一期的負影響,這要求對當前的利用外資政策做一定程度的調(diào)整,從而削弱這種擠出效應(yīng),不斷提高利用外資的質(zhì)量。

關(guān)鍵詞:外商直接投資;擠出效應(yīng);協(xié)整;誤差修正模型

中圖號:F125.4文獻標識碼:A文章編號:9451(2009)02-98-05

An Empirical Study of the Effect of Foreign

Direct Investment on Chinas Domestic Investment

WANG MingMxing

(School of Statistics,Jiangxi University of Finance and Economics,NanChang 330013,China)

Abstract:

An empirical analysis of the effect of foreign direct investiment from 1983~2007 on Chinas domestic investment is mady by using the cointegration analysis and the error correction model.The results obtained show that foreign direct investment has a crowdingMout effect on domestic investment in the long term while in the short term it has a lagged and negative effect,which requires the relevant government departments to make a right adjustment in the current policy on utilization of foreign investment so as to weaken such a crowdingMout effect and make better use of foreign investment.

Key Words:foreign direct investment;crowdingMout effect;cointegration;

error correction model

吸引外商來華投資是推動中國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展的重要動力之一。外商直接投資(FDI)的流入不僅為發(fā)展中國家發(fā)展經(jīng)濟帶來了稀缺的資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗,而且為東道國創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會,增加了政府的財政收入,改善了東道國的對外貿(mào)易,優(yōu)化了東道國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。但是隨著我國利用外資規(guī)模的不斷擴大,外商直接投資的負面效應(yīng)開始凸顯并影響了中國經(jīng)濟的長遠發(fā)展,其中外商直接投資對國內(nèi)投資的擠出效應(yīng)就是一個備受關(guān)注的問題。因此本文從整個宏觀角度出發(fā),分析外商直接投資對國內(nèi)投資的短期和長期影響,從而為政府調(diào)整利用外資結(jié)構(gòu)和規(guī)模,提高利用外資質(zhì)量,發(fā)揮外資的正面效應(yīng)提供理論依據(jù)。

(一)外商直接投資(FDI)與國內(nèi)投資關(guān)は檔睦礪厶教

國內(nèi)總投資包括本國投資者所形成的投資和外商所形成的投資這兩部分。相應(yīng)地,外商直接投資與國內(nèi)投資之間的關(guān)系也就有兩種:第一,外商直接投資與外商所形成的那部分國內(nèi)投資之間的關(guān)系問題,也就是反映外商直接投資如何轉(zhuǎn)化為外商所形成的那部分國內(nèi)投資。第二,外商直接投資與本國投資者所形成的那部分國內(nèi)投資之間的相關(guān)性問題,即外商直接投資是促進了國內(nèi)投資,還是減少了國內(nèi)投資,或者兩者之間根本不存在相關(guān)性。本文所要探討的外商直接投資與國內(nèi)投資的關(guān)系屬于后者。如果外商直接投資的增加導(dǎo)致國內(nèi)總投資的增加額超過了外商直接投資本身的增加額,則說明了外商直接投資帶動或促進了國內(nèi)投資,此時稱外商直接投資對國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。擠入效應(yīng)的產(chǎn)生途徑主要有:外商直接投資流入,如果給東道主國家?guī)硇录夹g(shù)或新產(chǎn)品,迫于競爭的壓力,國內(nèi)企業(yè)會不得不引進新技術(shù)或者增加自己的研發(fā)投入來提高企業(yè)的競爭力,從而導(dǎo)致國內(nèi)投資的增加;若外商投資的行業(yè)與上下游產(chǎn)業(yè)有很強的關(guān)聯(lián)性,外商直接投資的增加會帶動下游和上游企業(yè)投資的增加;另外FDI企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)之間的人才流動會使前者的先進技術(shù),管理經(jīng)驗流入到后者,這樣國內(nèi)企業(yè)利用先進技術(shù)提高了勞動生產(chǎn)率同時也會增加自己的投資。相反地,若外商直接投資的增加導(dǎo)致國內(nèi)總投資的增加額小于其自身的增加額,則國內(nèi)投資減少,外商直接投資對國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。一般來說,FDI企業(yè)擁有先進的生產(chǎn)技術(shù),經(jīng)營管理以及強大的品牌力量,再加上東道主國家給予的各種優(yōu)惠會使得其在爭奪生產(chǎn)要素,產(chǎn)品市場中處于有利地位,若FDI企業(yè)進入了國內(nèi)發(fā)展已相對成熟、競爭相對激烈的行業(yè),在投資機會和產(chǎn)品市場飽和的狀態(tài)下外商直接投資的進入必然會減少甚至替代國內(nèi)投資。另外,FDI企業(yè)通過進口來購買原材料和出口來實現(xiàn)產(chǎn)品的銷售,這樣會切斷與國內(nèi)上下游行業(yè)之間的原有關(guān)聯(lián)性從而導(dǎo)致國內(nèi)投資的減少。最后,如果外商直接投資的增加額等于國內(nèi)總投資的增加額,則表明兩者之間不存在相關(guān)性。

(二)國內(nèi)外相關(guān)文獻綜述

關(guān)于外商直接投資與東道主國家國內(nèi)投資關(guān)系的研究國內(nèi)外學(xué)者針對不同的國家和地區(qū)利用不同的擠入擠出效應(yīng)模型得出的結(jié)論是不一樣的。Borensztein Gregorio和Lee運用內(nèi)生經(jīng)濟增長模型對69個發(fā)展中國家1970M1989年的數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)FDI對國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng),國內(nèi)總投資的增加額約為FDI流入增加額的1.5M2.3倍。ManuelR Agosin和Ricrado Mayer采用1970M1996年間亞洲、非洲和拉丁美洲39個國家的面板數(shù)據(jù),運用總投資模型,證明FDI對亞洲各國的國內(nèi)投資產(chǎn)生了很強的擠入效應(yīng),對拉丁美洲各國卻產(chǎn)生了擠出效應(yīng),與非洲各國的國內(nèi)投資則無顯著的相關(guān)性。

近年來,國內(nèi)部分學(xué)者也對外商直接投資對中國國內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng)進行了實證研究。張倩肖在新古典投資模型的基礎(chǔ)上證明了外商直接投資對我國國內(nèi)投資產(chǎn)生了替代效應(yīng)。在區(qū)域性研究方面,王志鵬和李子奈運用面板數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn),FDI對我國東部地區(qū)的國內(nèi)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng),對中部地區(qū)國內(nèi)投資存在擠入效應(yīng),而西部地區(qū)FDI的擠出效應(yīng)不顯著;薄文廣采用總投資模型論證了珠江三角洲地區(qū)FDI的擠出效應(yīng)比長江三角洲地區(qū)更加明顯。

以上在分析FDI對國內(nèi)投資的影響時大多采用總投資模型,由于模型中解釋變量很多容易產(chǎn)生多重共線性,另外解釋變量中還含有滯后被解釋變量,因此運用OLS法來估計模型就會失效。本文采用協(xié)整理論和誤差修正模型來分析外商直接投資,國內(nèi)生產(chǎn)總值對國內(nèi)總投資的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)影響。

二、實證分析

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

影響國內(nèi)總投資規(guī)模的因素諸多,主要有兩種投資需求模型:加速度模型和資本存量模型。在這里采用加速度模型來研究總投資的變化,加速度模型表明投資需求不僅要受到本期國民收入水平的影響,而且要受到上期國民收入的影響,同時還要受到本期流入的外國資本的影響。因此我們可以將實際利用的外商直接投資額(FDI),國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為影響國內(nèi)總投資的主要因素,研究它們對國內(nèi)總投資的長期和短期影響。從中經(jīng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中可以搜集到1983M2007各年全國的FDI,GDP數(shù)據(jù),而國內(nèi)總投資額用全社會固定資產(chǎn)投資完成額(DI)來代替。由于統(tǒng)計資料上FDI數(shù)據(jù)是以美元標價的外商直接投資額,在分析中首先將其用美元對人民幣的年平均匯率折算成以人民幣標價的外商直接投資額。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差,分別對以上的外商直接投資額,國內(nèi)生產(chǎn)總值,全社會固定資產(chǎn)投資完成額取對數(shù),取對數(shù)后的結(jié)果來表示。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

對于非平穩(wěn)的時間序列變量建立回歸模型可能產(chǎn)生偽回歸的問題,因此在回歸分析之前必須要對變量序列l(wèi)nGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹進行單位根檢驗,以確定變量的平穩(wěn)性及單整階數(shù)。運用Eviews5.0中ADF方法分別對lnGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹進行平穩(wěn)性檢驗,檢驗結(jié)果如下表1。

表1中d表示變量的一階差分;檢驗形式中C代表包含常數(shù)項,T代表含有趨勢項,K表示滯后階數(shù);滯后階數(shù)的選擇標準是以AIC和SC值最小為準則。從表1中可以看出,ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)的ADF檢驗統(tǒng)計量值分別大于1%顯著性水平下的臨界值,不能拒絕存在單位根的原假設(shè),表明水平序列l(wèi)nGDP玹、lnFDI璽、lnDI玹都是非平穩(wěn)的;其一階差分變量d(lnGDP玹)、d(lnFDI玹)、d(lnDI玹)的ADF統(tǒng)計量值分別小于10%顯著性水平下的臨界值,這樣它們的一階差分變量在10%顯著性水平下都是平穩(wěn)的,因此ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)都屬于一階單整變量序列。

(三)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗

盡管lnGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹都是非平穩(wěn)的,可是同為一階單整變量的它們之間可能存在一個穩(wěn)定的線性組合。采用Johansen方法對ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)是否存在協(xié)整關(guān)系進行檢驗,在“Cointegrating Equation(CE) and VAR specification”欄目中選擇第三個備選項,即設(shè)定時間序列數(shù)據(jù)存在確定性線性趨勢,但協(xié)整方程(CE)和向量自回歸模型(VAR)中只含有截距項不含有趨勢項,同時一階差分滯后階數(shù)選擇為2階,Eviews5.0運行結(jié)果如下表2和表3。

表2中在檢驗原假設(shè)H0:玶=0時無論跡統(tǒng)計量還是最大特征值統(tǒng)計量都大于5%顯著性水平下的臨界值,表明拒絕原假設(shè),三個變量之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系;在檢驗原假設(shè)H0:玶=1時統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量都小于對應(yīng)5%顯著性水平下的臨界值,說明不能拒絕H0:玶=1,因此﹍n(GDP玹)、ln(FDI璽)、ln(DI璽)之間僅僅存在一個協(xié)整關(guān)系。表3給出了三者之間的協(xié)整數(shù)量關(guān)系式:

lnDI玹=-3.85500+1.33874lnGDP玹-お0.127547猯nFDI玹

雖然全社會固定資產(chǎn)投資,國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際利用的外商直接投資都有各自的波動規(guī)律,但從長期來看,三者之間存在一個穩(wěn)定的關(guān)系,其中國內(nèi)生產(chǎn)總值對全社會固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生了促進作用,國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%會使得全社會固定資產(chǎn)投資增長約1.3%,而外商直接投資則擠出了部分國內(nèi)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資, 實際利用的外商直接投資每增加1%將使得國內(nèi)總投資減少近0.13%。

(四)建立誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系反映了變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但由于許多隨機因素影響著包括諸多變量的經(jīng)濟系統(tǒng),所以經(jīng)濟系統(tǒng)經(jīng)常處于一種非均衡狀態(tài)。變量組成的經(jīng)濟系統(tǒng)之所以能夠保持一種均衡趨勢,是因為系統(tǒng)本身具有自我調(diào)整機制,當變量在上一期偏離了均衡點時系統(tǒng)在下一期會對上一期的非均衡誤差做出修正從而使得變量不斷地圍繞著長期均衡關(guān)系進行上下波動而不是更進一步地脫離均衡關(guān)系。構(gòu)造誤差修正模型正是為了尋找這種調(diào)整機制,它描述了變量從短期波動向長期均衡調(diào)整的過程。根據(jù)ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)之間的協(xié)整關(guān)系:ln獶I璽=-3.85500+1.33874猯n獹DP璽-0.127547ln獸DI璽,可以建立如下形式的誤差修正模型:

上式中參數(shù)β璱(i=1,2,…,9)是短期參數(shù),表示變量之間的短期調(diào)整關(guān)系,其中β9也稱為修正系數(shù),它反映上期的不均衡誤差對本期被解釋變量短期波動的影響程度,說明被解釋變量短期對誤差的調(diào)整速度。獷CM┆玹-1 代表非均衡誤差的一階滯后項,獷CM﹖-1=3.85500+玪nEI﹖-1-1.33874玪nGDP﹖-1+0.127547玪nFDI﹖-1運用OLS法對以上的誤差修正模型進行參數(shù)估計,得到如表4的結(jié)果:

玆2=0.860981,調(diào)整的R2=0.756716,獶W=2.430159,F-玸tatistic=8.257670.

從表4中可以看出,解釋變量中只有

d(lnDI﹖-2),玠ln(GDP璽),玠(lnFDI﹖-1),獷CM﹖-1的T統(tǒng)計量通過了顯著性檢驗,因此剔除其他的解釋變量,只以d(ln(DI﹖-2),玠(lnGDP璽),玠(lnFDI﹖-1) ,獷CM﹖-1,作為解釋變量重新用玂LS法對誤差修正模型進行估計,估計結(jié)果如下表5。

從估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)所有的解釋變量都通過了顯著性檢驗,而且模型的擬合優(yōu)度(R2=0.804872)也比較高,說明所建的誤差修正模型是有效的,它可以表示成下列形式:

d(lnDI玹)=-0.130397+0.591627d(lnDI┆玹-2)+1.619331猟(lnGDP玹)-0.233414d(lnFDI┆玹-1)-0.300074狤CM┆玹-1

其中前兩期全社會固定資產(chǎn)投資的變動以及本期國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化都對本期全社會固定資產(chǎn)投資額的短期變動有正影響,影響系數(shù)分別為0.591627和1.619331,可見本期國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化對當期本期全社會固定資產(chǎn)投資額影響比較大;而前一期的外商直接投資的短期變動對對本期全社會固定資產(chǎn)投資額的短期變動產(chǎn)生了負影響,前一期的外商直接投資每增加1%會導(dǎo)致本期全社會固定資產(chǎn)投資額下降0.23%,影響力并不大。另外滯后一項的非均衡誤差對本期全社會固定資產(chǎn)投資額的變動也起著負影響,符合誤差反向修正機制,上期誤差的30%在本期得到了修正。

三、結(jié)束語

就全國而言,外商直接投資對國內(nèi)投資存在著長期的擠出效應(yīng),我們認為這主要是由外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)在產(chǎn)品市場上的競爭所造成的。流入我國外資的行業(yè)分布比較集中于制造業(yè),尤其以輕工業(yè)為主,長期以來制造業(yè)領(lǐng)域吸收的外商直接投資占實際利用的外商直接投資總額的60%以上,這與內(nèi)資企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總體上相似。由于輕工業(yè)大多屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè),其產(chǎn)品技術(shù)含量不高,替代性較強,這樣外企的進入并不會創(chuàng)造和擴大國內(nèi)的市場需求,只能與內(nèi)資企業(yè)競爭去爭奪有限的市場空間。與國內(nèi)企業(yè)相比,外資企業(yè)通常擁有國際知名的品牌、豐富的管理經(jīng)驗及國家給予的超國民待遇,所以在產(chǎn)品市場的激烈競爭中外資企業(yè)具有明顯的競爭優(yōu)勢,進而減少或取代了國內(nèi)的投資。另外,今幾年來外商直接投資選擇獨資這種生產(chǎn)經(jīng)營方式的比重不斷上升,2004,2005,2006年這個比重更是超過了70%,這也就限制了外商直接投資對國內(nèi)企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)更好的發(fā)揮。

從短期看,外商直接投資對國內(nèi)投資變化存在滯后一期的負影響, 前一期外商直接投資每增加1%會導(dǎo)致本期全社會固定資產(chǎn)投資額下降0.23%,這說明外資企業(yè)的競爭優(yōu)勢要經(jīng)過一段時間才能逐步發(fā)揮出來;對本期國內(nèi)投資變化影響最大的還是當期的經(jīng)濟發(fā)展水平,當期GDP每增加1%,大約會使得國內(nèi)投資增加1.6%;而上期的非均衡誤差對本期國內(nèi)投資的影響也達到了0.3。

鑒于外商直接投資對國內(nèi)的固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生的擠出作用,國家在今后利用外資的政策上要做出一定的調(diào)整來增強外商直接投資對國內(nèi)投資的擠入效應(yīng),削弱其擠出效應(yīng),這對于提高利用外資的質(zhì)量,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式都有著重要的意義。因此我們建議:國家應(yīng)積極將外資引入到服務(wù)業(yè)領(lǐng)域,改變當前這種過度集中于制造業(yè)的狀況。即使在制造業(yè)吸收外商直接投資也只能引入那些技術(shù)含量高的知識密集型外資企業(yè),而對于一般的加工制造業(yè)實行國民待遇,這樣會增強外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng),也有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

參考文獻:

Borensztern E,Lee J De Gergorio aridjMw.How Does Foreign Direct InvestmeMent Affect Economics Growth.Journal of International Economics,1998(45):47.

Manuel R Agosin,Ricardo Mayer,Foreign Investment in Developing countries:Does it Crowd in Domestic Investment.UNCTAD Discussion Paper,2000,146.

張倩肖.外商直接投資對國內(nèi)投資的替代互補效應(yīng)分析.經(jīng)濟學(xué)家,2004(6):77.

王志鵬,李子奈.外商直接投資對國內(nèi)投資擠入擠出效應(yīng)的重新檢驗.統(tǒng)計研究,2004(7):37.

薄文廣.FDI擠入或擠出了中國的國內(nèi)投資么?——基于面板數(shù)據(jù)的實證分析與檢驗.財經(jīng)論壇,2006(1):64.

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.統(tǒng)計研究,2002(3):6.

邵學(xué)言,余 敏.廣東FDI對國內(nèi)投資擠入擠出效應(yīng)的實證研究——提高利用外資質(zhì)量的宏觀視角分析.南方金融,2006(10):5.

郝 雁.廣東省外商直接投資與省內(nèi)固定資產(chǎn)投資相關(guān)性的實證分析-擠出還是擠入效應(yīng).國際貿(mào)易問題,2007(8):84.

張雪瑩,金德環(huán).金融計量學(xué)教程.上海:上海財經(jīng)大學(xué)出版社,2005.

周愛明,徐 輝,田翠杰,等.金融計量學(xué).北京:經(jīng)濟管理出版社,2006.