李中煜

【摘要】 以中國(guó)為例分析了實(shí)際匯率、工資水平、交通運(yùn)輸能力、勞動(dòng)者受教育水平四個(gè)因素對(duì)我國(guó)吸收外商直接投資的影響。運(yùn)用OLS以及協(xié)整分析,得到交通運(yùn)輸能力和實(shí)際匯率對(duì)外商直接投資有促進(jìn)作用,而勞動(dòng)者受教育水平和工資水平對(duì)外商直接投資具有負(fù)的影響的結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】 外商直接投資;協(xié)整分析;格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、引言

改革開放以來,中國(guó)利用外商直接投資的數(shù)量不斷擴(kuò)大。國(guó)內(nèi)的許多學(xué)者也都對(duì)FDI進(jìn)行了專門的研究。

李平、高峰(2003)在理論上重構(gòu)東道國(guó)的貿(mào)易自由化對(duì)FDI流入影響的分析框架,并對(duì)中國(guó)改革開放以來的貿(mào)易與FDI流入的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。計(jì)量分析的結(jié)果表明,中國(guó)的貿(mào)易自由化與FDI的流入存在著一定的因果關(guān)系。

冼國(guó)明、嚴(yán)兵、張岸元(2003)運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、向量誤差修正模型(VEC)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法,證明了外資與我國(guó)的出口貿(mào)易之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,出口的增加反過來對(duì)我國(guó)吸收FDI具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用。

張長(zhǎng)春(2003)通過對(duì)全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)的投資環(huán)境進(jìn)行評(píng)估,推斷環(huán)境分為硬環(huán)境和軟環(huán)境,前者主要指交通設(shè)施、通訊設(shè)施、城市基礎(chǔ)設(shè)施等方面,后者則主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放度和科教水平等方面來衡量。

謝正勤(2003)在張長(zhǎng)春結(jié)論的基礎(chǔ)上,考慮到模型的可信度、變量的量化、數(shù)據(jù)的獲得等限制,選取了蘇南四市并選取GDP、累計(jì)FDI、職工平均水平、固定資產(chǎn)投資和高校在校生占全部人口的比例等指標(biāo)進(jìn)行了回歸分析。證明了除固定資產(chǎn)投資對(duì)FDI的影響不顯著外,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、累計(jì)外商投資水平對(duì)FDI的流入具有顯著的正面影響,職工平均工資和高校在校生比重對(duì)吸引FDI有相反的影響。

本文選取實(shí)際匯率、工資水平、交通運(yùn)輸能力、勞動(dòng)者受教育水平四個(gè)解釋變量來分析它們對(duì)我國(guó)吸收外商直接投資的影響。通過建立多元線性回歸模型,得到交通運(yùn)輸能力和實(shí)際匯率對(duì)外商直接投資有促進(jìn)作用,而勞動(dòng)者受教育水平和工資水平對(duì)外商直接投資具有負(fù)的影響。

二、模型建立

我們采用1980～2006年數(shù)據(jù)選取外商直接投資為被解釋變量,匯率、工資水平、交通運(yùn)輸能力、勞動(dòng)者受教育水平為解釋變量。其中,匯率(hl)采用人民幣對(duì)美元的實(shí)際匯率;工資水平(gz)采用的是人均平均工資;交通運(yùn)輸能力(jt)是采用鐵路和公路的運(yùn)輸總長(zhǎng);勞動(dòng)者受教育水平(edu)采用平均每萬人中高校大學(xué)生數(shù)量。

為了驗(yàn)證每個(gè)解釋變量是否對(duì)被解釋變量(外商直接投資)有顯著影響以及估計(jì)的系數(shù)是否具有預(yù)期的符號(hào),我們先采用OLS對(duì)自然對(duì)數(shù)形式進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如下表1:

數(shù)據(jù)顯示R2接近1,表明模型的擬合效果很好;但F檢驗(yàn)的相伴概率為0,反映變量間呈高度線性,回歸方程高度顯著。所以,下面我們進(jìn)行協(xié)整分析。

為了檢驗(yàn)各變量的時(shí)間序列特征,我們采用Augment Dickey Fuller (ADF)的單位根法來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭懈髯兞恳浑A差分的平穩(wěn)水平。對(duì)于任意變量Yt,檢驗(yàn)零假設(shè)Yt～I(xiàn)(1)相當(dāng)于檢驗(yàn) 是平穩(wěn)的。用ADF方法對(duì)樣本時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示:

由上表可以看出五個(gè)變量的原始序列都不平穩(wěn),而它們的一階差分變量都是平穩(wěn)的,即它們都是I(1)序列,因此在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

接著我們使用Johansen和Juselius等人提出的基于向量自回歸(VAR)的多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行選擇和協(xié)整檢驗(yàn)。首先必須確定VAR模型的結(jié)構(gòu)即VAR模型的滯后階數(shù)。令Xt表示lgyt、lzyrs、lzc構(gòu)成的列向量并進(jìn)行VAR模型設(shè)定。為了保持合理的自由度使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋力,同時(shí)又要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān),因此選擇最大滯后階數(shù)為四階,從四階依次降至一階來選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。使用AIC、SC信息準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計(jì)量作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn),并用自相關(guān)LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差序列有無自相關(guān),JB檢驗(yàn)(Jarque-Bera)檢驗(yàn)殘差的正態(tài)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明滯后階數(shù)為二階的VAR模型(以下用VAR(3)表示)整體及各子方程擬合較好,殘差序列具有平穩(wěn)性,不存在自相關(guān)且服從正態(tài)分布,因此確定VAR(3)模型為最優(yōu)模型。用Johansen方法的得到的結(jié)果如表4所示:

方程(2)表明了1980年-2006年間的各變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

以上結(jié)果表現(xiàn)在樣本區(qū)間內(nèi),模型中的外商直接投資(fdi)、工資水平 (gz)、實(shí)際匯率(hl)、勞動(dòng)者受教育水平(edu)和交通運(yùn)輸(jt)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,如預(yù)期的一樣,實(shí)際匯率、交通運(yùn)輸程度對(duì)外商直接投資有正的相關(guān)性,工資,勞動(dòng)者教育水平對(duì)外商投資有負(fù)相關(guān)性。

三、脈沖響應(yīng)分析及Grange因果檢驗(yàn)

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function)描述的是當(dāng)某一內(nèi)生變量的擾動(dòng)項(xiàng)受到一個(gè)單位的沖擊而其他變量及其擾動(dòng)項(xiàng)不變時(shí),對(duì)所有內(nèi)生變量的當(dāng)前值和將來值的影響。

從上圖可以看出:(1)實(shí)際匯率的一新息對(duì)外商直接投資在前8都產(chǎn)生正的影響。雖在9期產(chǎn)生了負(fù)的反應(yīng)但只是短暫的,從10期開始又發(fā)生正向反應(yīng)。(2)外商直接投資對(duì)交通運(yùn)輸能力的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊在前7期發(fā)生正向反應(yīng)且第7期達(dá)到最大。隨后一期發(fā)生負(fù)反應(yīng),緊接著又發(fā)生正向反應(yīng),整的來說交通運(yùn)輸能力對(duì)外商直接投資產(chǎn)生正反應(yīng)。(3)勞動(dòng)者受教育水平在前6期對(duì)外商投資產(chǎn)生負(fù)的影響,但影響不強(qiáng)。隨后2期內(nèi)發(fā)生正的沖擊.從第8期后開始又發(fā)生負(fù)的反應(yīng).總的來說是發(fā)生負(fù)反應(yīng)的。(4)工資水平在前9期對(duì)外商直接投資產(chǎn)生正的影響且反應(yīng)不大,但從9期以后就一直發(fā)生強(qiáng)的負(fù)反應(yīng),說明工資水平與外商直接投資是負(fù)相關(guān)的。

外商直接投資(fdi)、實(shí)際匯率(hl)、勞動(dòng)都教育程度(edu)、工資水平(gz)、交通運(yùn)輸能力(jt)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,這表明他們之間可能存在某種因果關(guān)系。Engle & Granger(1978)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)是解決這類問題的常用方法,Granger因果關(guān)系是基于VAR的F檢驗(yàn)來實(shí)現(xiàn)的,如果要檢驗(yàn)序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因,先估計(jì)當(dāng)前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗(yàn)證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是,則稱序列x是y的格蘭杰成因(Granger Cause),此時(shí)x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(見文章結(jié)尾表格)

說明:H0表示列變量不是行變量的Granger原因,P值是根據(jù)Wald系數(shù)檢驗(yàn)x2統(tǒng)計(jì)量計(jì)算出的相伴概率,df是自由度,由軟件Eviews5.0給出

從上表可以看出:在10%的顯著水平下實(shí)際匯率、勞動(dòng)者受教育水平都是外商投資的原因。同時(shí)實(shí)際匯率、勞動(dòng)者受教育水平、工資水平、交通運(yùn)輸能力四個(gè)變量聯(lián)合檢驗(yàn)更表明在1%顯著性水平下,四者都是lfdi的Granger原因。

四、結(jié)論和政策

對(duì)影響我國(guó)吸收FDI的因素分析表明,交通運(yùn)輸能力、實(shí)際匯率對(duì)外商直接投資有促進(jìn)作用,而勞動(dòng)者受教育水平,工資水平對(duì)外商直接投資具有負(fù)的影響。說明交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施越好、實(shí)際匯率越高對(duì)FDI的吸引力越強(qiáng),這也是我國(guó)改革開放以來所取得的成功經(jīng)驗(yàn)。這對(duì)于我國(guó)西部地區(qū)的發(fā)展可以起到借鑒作用,同時(shí),我們應(yīng)該加大力度引進(jìn)技術(shù)含量高的外,以改變?nèi)肆Y源狀況與FDI不相稱的格局,將重點(diǎn)放在基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上。

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