鄂立彬，梁 強

(東北財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，遼寧 大連 116025)

改革開放30年來，承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對我國的經(jīng)濟發(fā)展起著越來越重要的作用。從1979年到2007年，遼寧省累計承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移(FDI)①本文研究對象是遼寧省承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，為了便于分析，文中所采用的數(shù)據(jù)主要是利用外商直接投資，文中出現(xiàn)的FDI或利用FDI，都是指遼寧省實際利用的外商直接投資額。527.73億美元，對遼寧省經(jīng)濟產(chǎn)生了重要影響。2007年利用FDI的增長速度明顯加快，2008年實際利用FDI達(dá)120億美元左右，2009年達(dá)到154億美元，2010年進(jìn)一步增長為208億美元。隨著遼寧省經(jīng)濟總量的快速壯大與承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移經(jīng)驗的不斷積累，我們需要重新審視其對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)及作用機制。

一、文獻(xiàn)回顧

國外已有研究主要集中在理論研究和實證檢驗兩個方面。理論研究中最具價值的還是20世紀(jì)60年代的研究成果。Chenery和 Strout［1］提出了“雙缺口模型”，指出引進(jìn)外資可以通過彌補儲蓄和外匯缺口來推動?xùn)|道國經(jīng)濟增長。Mac-Dougall［2］和 Kemp［3］構(gòu)建了國際資本流動模型，從資本的長期流動角度分析了FDI對東道國經(jīng)濟增長的作用。實證研究在過去的40年里，伴隨著計量經(jīng)濟學(xué)研究方法的不斷創(chuàng)新，取得了很多新 的 進(jìn) 展。 Caves［4］、Globeman［5］、 Helleiner［6］和Romer［7］的研究集中在FDI對東道國的生產(chǎn)率提高及經(jīng)濟持續(xù)增長的作用。Xue［8］和 Kueh［9］分析了FDI對投資、消費、工業(yè)產(chǎn)出以及進(jìn)出口等某些方面的影響。Borensztein等［10］分析了來自于OECD成員國的FDI對發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的影響。

90年代以來，隨著我國利用FDI總量的不斷增加，國內(nèi)關(guān)于FDI作用的研究也不斷深入。這些研究可以概括為兩大類:一類是直接分析FDI與我國或某省或某區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系;另一類是研究FDI對經(jīng)濟增長的某個具體效應(yīng)。趙晉平［11］、武劍［12］、郭志儀和楊曦［13］等對 FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行了計量分析。賴明勇等［14］、張亞斌等 (2007)、范承澤 (2008)等研究了FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，王志鵬等、徐穎君、吳強等等研究了 FDI的資本擠入或擠出效應(yīng)。

已有的分析也存在一些不足。有些只是泛泛地研究FDI與經(jīng)濟增長之間關(guān)系，沒能剖析其具體作用機制。有些只研究FDI對經(jīng)濟發(fā)展的某一方面作用，而未能進(jìn)行整體把握。同時，利用東北省份數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的比較少，也就不能客觀分析FDI對東北經(jīng)濟的作用及機制，顯然不利于貫徹執(zhí)行國家提出的全面振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略。

二、FDI與經(jīng)濟增長的關(guān)系

利用遼寧省1982—2007年的統(tǒng)計，以實際利用的FDI額為解釋變量，以遼寧GDP為被解釋變量，分析FDI與GDP之間的關(guān)系。以實際利用的FDI額為解釋變量，以三次產(chǎn)業(yè)增加值為被解釋變量，分析 FDI對三次產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)。

(一)FDI對遼寧省GDP的影響

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗

用lngdp表示遼寧省GDP的對數(shù)值，lnfdir表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數(shù)值。用ADF單位根檢驗方法來檢驗兩個時間序列的平穩(wěn)性及單整階數(shù)，結(jié)果如表1所示。

表1 時間序列l(wèi)ngdp和lnfdir的ADF單位根檢驗結(jié)果

由表1可以看出，時間序列l(wèi)ngdp和lnfdir都是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，所以是一階單整I(1)序列。

2.協(xié)整檢驗

用Johansen協(xié)整檢驗來分析兩個變量的協(xié)整性。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，確定協(xié)整方程有常數(shù)項、有截距項且無趨勢項。具體檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗結(jié)果表明遼寧省FDI與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，能夠避免虛假回歸問題。

3.誤差修正模型

首先建立回歸模型:

從檢驗結(jié)果中可以看出，雖然擬合優(yōu)度很高，但是DW值僅為0.26，說明殘差存在嚴(yán)重的自相關(guān)，通過殘差相關(guān)圖及Q統(tǒng)計量分析可以看出是一個AR(1)過程，進(jìn)一步回歸如下:

進(jìn)一步整理為一階線性自回歸分布滯后模型ADL(1，1)，回歸方程為:

可見二者的長期方程為:

修正系數(shù)為-0.334，符號為負(fù)，符合誤差修正模型的要求，其它檢驗值也基本符合統(tǒng)計檢驗要求。從上述回歸模型可以看出，從長期來看，遼寧省FDI與經(jīng)濟增長之間的彈性系數(shù)為0.401，即FDI每增加1%，遼寧省的GDP增加0.401%。

(二)FDI對遼寧省三次產(chǎn)業(yè)的影響

利用與上面分析同樣的辦法來分析FDI對第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)增加值的作用，得到的結(jié)果為:

其中，lngdp1t表示第t年遼寧省第一產(chǎn)業(yè)增加值取對數(shù)后的值，lngdp2t表示第t年遼寧省第二產(chǎn)業(yè)增加值取對數(shù)后的值，lngdp3t表示第t年遼寧省第三產(chǎn)業(yè)增加值取對數(shù)后的值，lnfdirt表示第t年以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數(shù)值。

對應(yīng)的一階線性自回歸分布滯后模型ADL(1，1)為:

對應(yīng)的長期方程為:

從中可以看出，F(xiàn)DI每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)增加值就會增加0.346%，第二產(chǎn)業(yè)增加值就會增加0.363%，第三產(chǎn)業(yè)增加值就會增加0.473%，說明第三產(chǎn)業(yè)利用外資的效用最高，其次是第二產(chǎn)業(yè)。這一點與遼寧省提出的“兩大基地”和“三大產(chǎn)業(yè)”發(fā)展戰(zhàn)略是相吻合的。

三、FDI對經(jīng)濟增長的作用機制

柯布—道格拉斯函數(shù)模型為:

其中，Q為實際產(chǎn)量，T為技術(shù)指數(shù)，K為不變價格計算的資本存量，L為勞動存量，α為勞動的產(chǎn)生彈性，β為資本的產(chǎn)出彈性。這個模型表明經(jīng)濟增長可以通過技術(shù)進(jìn)步、勞動力投入增加及資本投入增加等三種方式取得。如果考慮到國際因素，增加出口也是一種方式。FDI主要也是通過3個途徑來影響經(jīng)濟增長:FDI本身就是在增加?xùn)|道國的資本，而且還能帶動?xùn)|道國國內(nèi)的其他資本投資;FDI帶來的先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備、生產(chǎn)流程和管理經(jīng)驗有助于提高東道國的整體技術(shù)水平;FDI還能增加?xùn)|道國出口。這三種途經(jīng)分別為資本效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和出口效應(yīng)。

(一)FDI的資本效應(yīng)

外資企業(yè)的FDI可以以資金、設(shè)備和技術(shù)作價等方式注入，這些投資大部分形成了資本。外資企業(yè)的投資還會帶動上下游企業(yè)的投資，增加資本總額。當(dāng)然，外資企業(yè)投資也可能因為增加競爭而擠出一部分國內(nèi)投資。增加資本總額和減少資本總額的效應(yīng)分別簡稱為資本擠入效應(yīng)和資本擠出效應(yīng)，二者的凈效應(yīng)簡稱為資本效應(yīng)。本文以遼寧省實際利用的FDI額為解釋變量，以遼寧資本形成總額①資本形成總額指常住單位在一定時期內(nèi)對固定資產(chǎn)和存貨的投資支出合計，包括固定資產(chǎn)形成總額和存貨增加。為被解釋變量，來分析FDI的資本效應(yīng)。其中，lncapp表示資本形成總額的對數(shù)值，lnfdirp表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數(shù)值。為了消除物價變動的影響，兩個指標(biāo)都已經(jīng)用商品零售價格指數(shù)②這里沒有選擇固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來進(jìn)行調(diào)整，原因是從1990年才開始統(tǒng)計固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。為了保持?jǐn)?shù)據(jù)換算的一致性，所以采用商品零售價格指數(shù)。遼寧省統(tǒng)計年鑒中商品零售價格定基指數(shù)是以1978年為基期，本文統(tǒng)一調(diào)整為以1982年為基期，即1980年為100，調(diào)整辦法是用某年的商品零售價格定基指數(shù)除以1980年的商品零售價格指數(shù)110.1再乘以100。商品零售價格定基指數(shù)是指工業(yè)、商業(yè)、餐飲業(yè)和其他零售企業(yè)向城鄉(xiāng)居民、機關(guān)團體出售生活消費品和辦公用品的價格。進(jìn)行了調(diào)整。

1.變量平穩(wěn)性檢驗

通過ADF單位根檢驗來分析FDI和資本形成額兩個變量的平穩(wěn)性，結(jié)果見表3所示。

由表3可以看出，時間序列l(wèi)nfdirp和lncapp都是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，所以是一階單整I(1)序列。

2.協(xié)整性檢驗

通過Johansen協(xié)整檢驗來分析FDI與資本積累之間的協(xié)整關(guān)系。具體結(jié)果如表4所示。

表3 時間序列l(wèi)ngdpp和lnfdirp的ADF單位根檢驗結(jié)果

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

結(jié)果表明，遼寧省FDI與資本形成額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.回歸與ARMA組合模型分析

利用Eviews軟件，建立回歸與ARMA組合模型:

回歸結(jié)果表明，從長期來看，遼寧省實際利用FDI的資本效應(yīng)較為明顯，F(xiàn)DI與資本形成額之間的彈性系數(shù)為0.125，即FDI每增加1%，資本形成額增加0.125%。

(二)FDI的出口效應(yīng)

在我國的外資企業(yè)中，很大一部分投資主體是大型跨國公司?？鐕緯谌蚪y(tǒng)一安排價值鏈，而我國號稱世界工廠，自然生產(chǎn)環(huán)節(jié)會安排在我國，生產(chǎn)出來的產(chǎn)品出口到其他國家。另外，還有一部分外資企業(yè)是從事加工貿(mào)易的。所以FDI具有增加出口總額的作用。本文以遼寧省實際利用的FDI額為解釋變量，以遼寧出口額為被解釋變量，來分析FDI的出口效應(yīng)。其中，lnckrp表示以人民幣核算的出口額的對數(shù)值，lnfdirp表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數(shù)值。兩個指標(biāo)都已經(jīng)消除了物價因素的影響。

1.變量平穩(wěn)性檢驗

通過ADF單位根檢驗來分析出口額的平穩(wěn)性，結(jié)果如表5所示。

表5 時間序列l(wèi)nckrp的ADF單位根檢驗結(jié)果

由表5可以看出，時間序列l(wèi)nckrp和lnfdirp一樣，也是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，所以也是一階單整I(1)序列。

2.協(xié)整性檢驗

通過Johansen協(xié)整檢驗來分析FDI與出口額之間的協(xié)整關(guān)系。具體結(jié)果如表6所示。

表6 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

結(jié)果表明，遼寧省FDI與出口額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.回歸與ARMA組合模型分析

利用Eviews軟件，建立回歸與ARMA組合模型:

回歸結(jié)果表明，從長期來看，遼寧省實際利用FDI的出口效應(yīng)十分明顯，F(xiàn)DI與出口額之間的彈性系數(shù)為0.243，即FDI每增加1%，出口增加0.243%。

(三)FDI的技術(shù)效應(yīng)

外資企業(yè)的投資主體大都來源于發(fā)達(dá)國家，因此可以帶來先進(jìn)的技術(shù)設(shè)備、生產(chǎn)流程和管理經(jīng)驗，這些本身就會增加?xùn)|道國的平均技術(shù)水平，外資占的比例越高，平均水平也會越高。另外，通過人員在外資企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)之間的流動，F(xiàn)DI也有助于內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)水平的提高。本文把這兩種效應(yīng)的總和簡稱為FDI的技術(shù)效應(yīng)。以遼寧省實際利用的FDI額為解釋變量，以衡量FDI技術(shù)貢獻(xiàn)水平高低的統(tǒng)計量 (簡稱技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo))為被解釋變量，來分析FDI的技術(shù)效應(yīng)。其中，lnfto表示FDI技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)，用外資企業(yè)員工工資總額占全省工資總額的百分比的對數(shù)值來表示，①已有的研究所使用的度量FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的指標(biāo)通常是外資的份額，包括外資企業(yè)職工數(shù)占總職工數(shù)的比重、外資企業(yè)投資占總投資額的比重、外資銷售額占總銷售額的比重、外資企業(yè)研發(fā)支出占總研發(fā)支出的比重等等。本文選用外資企業(yè)員工工資總額占全省工資總額的百分比來度量技術(shù)效應(yīng)，這一指標(biāo)可以同時反映外資企業(yè)職工數(shù)占總職工數(shù)的比重以及外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)工資差異兩個方面情況，從而一方面可以體現(xiàn)員工在外企和內(nèi)企之間流動所帶來的技術(shù)及管理經(jīng)驗等的傳播效應(yīng)，另一方面可以反映外資本身的高技術(shù)水平所帶來的對平均水平提高的貢獻(xiàn)。lnfdirp表示以人民幣核算的遼寧省利用FDI的對數(shù)值。兩個指標(biāo)都已經(jīng)消除了物價因素的影響。

1.變量平穩(wěn)性檢驗

通過ADF單位根檢驗來分析技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)的平穩(wěn)性，結(jié)果如表7所示。

表7 時間序列l(wèi)nfto的ADF單位根檢驗結(jié)果

由表7可以看出，時間序列l(wèi)nfto和lnfdirp一樣，也是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，所以也是一階單整I(1)序列。

2.協(xié)整性檢驗

通過Johansen協(xié)整檢驗來分析FDI與技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)之間的協(xié)整關(guān)系，具體結(jié)果如表8所示。

表8 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

結(jié)果表明，遼寧省FDI與技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.回歸與ARMA組合模型分析

利用Eviews軟件，建立回歸與ARMA組合模型:

回歸結(jié)果表明，從長期來看，遼寧省實際利用FDI對遼寧整體技術(shù)水平提高的貢獻(xiàn)率相當(dāng)明顯，F(xiàn)DI與技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)之間的彈性系數(shù)為0.595，即FDI每增加1%，技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)增加0.595%。

四、結(jié)論和政策建議

(一)結(jié)論

第一，遼寧省實際利用FDI額對經(jīng)濟增長有很大的促進(jìn)作用，二者之間的彈性系數(shù)為0.401，即FDI每增加1%，遼寧省的GDP增加0.401%。

第二，遼寧省利用FDI每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)增加值就會增加0.346%，第二產(chǎn)業(yè)增加值就會增加0.363%，第三產(chǎn)業(yè)增加值就會增加0.473%，說明第三產(chǎn)業(yè)利用外資的效用最高，其次是第二產(chǎn)業(yè)。

第三，F(xiàn)DI通過資本效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和出口效應(yīng)等三種方式來促進(jìn)經(jīng)濟增長。遼寧省實際利用FDI額每增加1%，資本形成額增加0.125%，出口額增加0.243%，技術(shù)貢獻(xiàn)指標(biāo)增加0.595%。也就是說從長期來看，利用FDI對技術(shù)進(jìn)步的作用最為明顯，其次是帶動出口，然后才是增加資本總額。

(二)政策建議

第一，承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對遼寧省經(jīng)濟發(fā)展作用至關(guān)重要，所以我們應(yīng)該繼續(xù)重視招商引資工作。尤其是在歐美發(fā)生金融危機后世界經(jīng)濟逐漸恢復(fù)的關(guān)鍵時期，我們更應(yīng)該密切關(guān)注FDI的變化趨勢，一方面力爭保持住已取得的快速發(fā)展勢頭，另一方面又要承接國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的質(zhì)量，做到未雨綢繆，把歐美金融危機的負(fù)面影響降到最低。

第二，從三次產(chǎn)業(yè)來看，第三產(chǎn)業(yè)利用外資的效用最高，其次是第二產(chǎn)業(yè)。這一點正好與遼寧省已經(jīng)提出的“兩大基地”和“三大產(chǎn)業(yè)”發(fā)展戰(zhàn)略①兩大基地是指裝備制造業(yè)和重要原材料工業(yè)，三大產(chǎn)業(yè)是指農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。相吻合。所以要把“五點一線”全面開發(fā)戰(zhàn)略與“兩大基地”和“三大產(chǎn)業(yè)”發(fā)展戰(zhàn)略很好地結(jié)合起來。

第三，要爭取跨國公司在遼寧省建立更多的研發(fā)中心，更加充分地發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。要以沈陽和大連為中心，提高政府的出口服務(wù)效率，發(fā)揮外資企業(yè)的出口拉動效應(yīng)。要科學(xué)規(guī)劃各級開發(fā)區(qū)，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局，搞好產(chǎn)業(yè)集聚，以此來充分發(fā)揮承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的資本帶動效應(yīng)。

［1］Chenery，H.B.，Strout，A.M.Foreign Assistance and Economic Development［J］.The American Economic Review，1966，56(4):679-733.

［2］MacDougall，G.D.A.The Benefits and Cost of Private Investment from Abroad:A Theoretical Approach［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1960，22(3):189-211.

［3］Kemp，M.C.The Benefits and Cost of Private Investment from Abroad:Comment［J］.Economic Record，1962，(38).

［4］Caves，R.E.CausesofDirectInvestment:Foreign Firms，Shares in Canadian and United Kingdom Manufacturing Industries［J］.The Review of Economics and Statistics，1974，56(3):279-293.

［5］Globerman，S.Foreign Direct Investment and Spillovers Efficiency Benefits in Canadian Manufacturing Industries［J］.The Canadian Journal of Economics，1979，12(1):42-56.

［6］Helleiner，G.K.Transnational Corporations and Direct Foreign Investment［A］.Handbook of Development E-conomics［C］.1989，(2):1441-1480.

［7］Romer，P.M.Endogenous Technological Change ［J］.NBER Working Paper，1989(12).

［8］Xue，Q.The Foreign Factor:The Multinational Corporation's Contribution to the Economic Modernization of the Republic of China［M］.Stanford:Hoover Institution Press，1990.138.

［9］Kueh，Y.Y.Foreign Investment and Economic Change in China［J］.The China Quarterly，1992，131(9):637-690.

［10］Borensztein，E.，Gregorio，J.D.，Lee，J.W.How does Foreign DirectInvestmentAffectEconomic Growth?［J］.Journal of International Economics，1998，45(1):115-135.

［11］趙晉平.利用外資與中國經(jīng)濟增長［M］.北京:人民出版社，2001.

［12］武劍.外商直接投資的區(qū)域分布及其經(jīng)濟增長效應(yīng)［J］.經(jīng)濟研究，2002，(4):27-35.

［13］郭志儀，楊曦.外商直接投資對中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長作用機制的差異——1990—2004年地區(qū)數(shù)據(jù)的實證檢驗［J］.南開經(jīng)濟研究，2008，(1):75-86.

［14］賴明勇，包群，彭水軍，等.外商直接投資與技術(shù)外溢:基于吸收能力的研究［J］.經(jīng)濟研究，2005，(8):95-105.