我国东中西部地区外商投资与工业化进程实证研究

我国东中西部地区外商投资与工业化进程实证研究内容摘要：近年来，我国引入外商投资取得了举世瞩目的成就。外商投资不仅弥补了我国国内建设资金的不足，还有效促进了我国工业化的进程。本文对1981－2010年间我国东、中、西部地区外商投资和工业化进程的实际情况进行了统计分析，并运用协整性理论对两者的关系展开了实证研究，为制定相关政策提供参考。关键词：外商投资；工业化；实证研究一、引言改革开放以来，我国利用外商投资取得了举世瞩目的成就。尤其是近年来我国对外商投资的需求正在从重“量”向重“质”的转变，使得外商投资不仅弥补了国内建设资金的不足，提高了我国产业的质量和技术装备水平，还在一定程度上促进了我国国际竞争能力的提升。FernsRobert（1998）认为外商投资是通过直接参与或控制企业的经营管理而获取利润的一种投资方式。Markusen（1995）认为外商投资，除了使东道国增加资本存量、提高投资质量以及缓解就业压力之外，对东道国经济长期发展的影响还在于其技术溢出效应。GeertDavsten（1996），Lalls（1998）验证了外商投资在实行外向型政策的国家比在实行内向型政策的国家对经济增长的促进作用更大。Demello（1999）则认为，通过外商投资一方面可以引进先进技术和设备，以及管理方法和营销手段，另一方面也可以通过培训员工等增加东道国的资本存量，促进经济增长。在上述基础上，国内学者周兰、黄淑华（2004）则提出在工业化与城市化良性互动中实现新型工业化；尹继东（2006）从人均GDP、产业结构、就业结构、城乡结构和工业内部结构出发，认为我国工业化已经进入中期阶段，并提出了走有中国特色的新型工业化道路。目前国内外学者的理论研究均揭示了对外投资在现代经济发展中的重要地位、廓清了工业化与对外投资发展的动态关系。但是从研究方法来看，忽视了对工业化与对外投资发展动态关系的分析，尤其是缺少对区域划分的实证研究。因此，本文通过分析我国东、中、西部地区外商投资情况，试图揭示其与工业化进程的内在机理，为我国引入外商投资的政策制订可供参考的数量依据。二、我国东中西部地区外商投资现状的比较分析考虑到文章的篇幅，笔者依据1985年全国人大通过的“国民经济和社会发展七个五年计划”为标准，将1981-2010年划分为6个时间阶段，并对每个阶段的外商投资情况进行了简单的计算处理。并依据该计划中提出的3个经济地带划分标准，我国31个省、自治区、直辖市（以下统称省市）可以划分为东、中、西部三大地区，其中东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省市；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省市；西部包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆12个省市。由于重庆市成立较晚，为了计量分析的方便，将重庆市的数据归入了四川省。其中，1981－1995年数据来源于《新中国五十年统计资料汇编》，1996－2010年数据来源于《中国统计年鉴》。（见表1）表1.我国东中西部地区外商投资情况统计年份地区合计东部地区中部地区西部地区金额（亿元）比重%金额（亿元）比重%金额（亿元）比重%金额（亿元）比重%六五时期（1981－1985）235100214.4691.2610.294.3810.154.36七五时期（1986－1990）743100665.8089.6138.935.2438.275.15八五时期（1991－1995）28851002530.4387.71236.858.21117.655.28九五时期（1996－2000）63411005460.8986.12599.859.46280.265.94十五时期（2001－2005）86861007371.8084.87922.4510.62391.754.67十一五时期（2006－2010）61551005136.4583.45712.1311.57306.424.98资料来源：《新中国五十年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴》。通过对东、中、西部外商投资规模数据的总体分析可以得出：1.从外商投资的规模上看，各地区的分布极不平衡，东部地区具有绝对优势，中部次之，西部最后。截至2010年，东部地区外商投资所占平均比重为87.15%，中部为8.24%，西部为4.61%。2.从外商投资发展趋势来看，“六五”到“七五”时期，东部地区在高位具有绝对优势，中西部地区都处于较低水平且不相上下。“八五”时期以来，东部地区呈现平缓下降趋势，中部地区则保持持续上升趋势，西部地区逐渐呈现缓慢下降趋势。3.中部地区外商投资持续上升的原因：一是近几年中部地区的经济发展水平、基础设施、市场环境、劳动力素质等方面与东部地区差距逐渐缩小，具有承东启西的区位优势，故而成为外商西进的首选之地；二是中部地区虽不近海，但许多省份都具有沿江港，水路运输便利，运输成本较低；加上中部地区的劳动力、土地成本明显低于东部地区，以及日益增强的工业基础，较好的配套能力也利于外企扩大生产范围。4.西部地区外商投资缓慢下降的原因：尽管近年来中央政府给予了西部一系列优惠政策，但外商投资不均衡趋势并未得到转变，而且西部外商投资占全国的比重还有下滑趋势。这是因为西部地区自身经济体制的滞后及地方保护主义，在构建市场一体化方面存在严重的欠缺，如市场进入限制性条件较多等，导致了外商投资受到政策上的阻碍。其次，西部地区在经济基础、区位条件等方面均处劣势，在引资上不具备竞争力，导致西部地区引资能力下降。三、我国东中西部地区工业化进程的比较分析由于从任何一个单项指标都不能完整地描述一个国家或地区的工业化概况，本文参考韩兆洲（2004）工业化指数的指标结构及指标选取方法，根据我国实际情况和数据的可得性，决定选取以下构成指标综合计算得出工业化进程：（1）劳动生产率工业化指数（2）增加值工业化指数（3）劳动力工业化指数；笔者将以上3个指标加权平均数，其权数按指标重要程度设置分别为3、2、1，并计算出无量纲的工业化进程指数。计算方法如下：工业化指数=（劳动生产率工业化指数×3+增加值工业化指数×2+劳动力工业化指数）×1/6其中：劳动生产率工业化指数=报告期的劳动生产率/基期工业化高级阶段劳动生产率（1）增加值工业化指数=（第二产业增加值/第一产业增加值）÷7（2）劳动力工业化指数=（第二产业从业人员/第一产业从业人员）÷1.5（3）表2.我国东中西部地区1981-2010年工业化指数统计年份地区工业化指数东部地区工业指数中部地区工业指数西部地区工业化指数六五时期（1981－1985）0.29790.10530.10010.0925七五时期（1986－1990）0.33180.12240.11360.0958八五时期（1991－1995）0.45620.18720.14630.1227九五时期（1996－2000）0.63380.28720.19740.1542十五时期（2001－2005）0.84270.37120.25120.2203十一五时期（2006－2010）1.00040.43220.30110.2671资料来源：《新中国五十年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴》。由于表1统计的是外商投资额原始数据，为了减少数据的异方差和波动性，笔者分别对东、中、西部工业化指数和对外投资实际量标准化值取自然对数，用LnGYH1、LnGYH2、LnGYH3和LnFDI1、LnFDI2、LnFDI3表示。图1和图2分别是1981－2010年我国东、中、西部地区工业化发展与外商投资取对数后的走势图，可以看出两图的序列趋势具有较大的相似性。图11981—2010年我国东中西部工业化水平变化趋势图21981—2010年我国东中西部外商投资变化趋势四、我国东中西部地区利用外资与工业化水平差异实证研究本文采用的研究方法是格兰杰因果关系检验方法。它是由2003年诺贝尔经济学奖得主，著名经济学家克莱夫·格兰杰（CliveW.J.Granger）开创的一种可以用来分析变量之间的办法。该检验方法专门用于分析经济变量之间的因果关系。它是在时间序列情形下，将两个经济变量X、Y之间的格兰杰因果关系定义为：若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。进行格兰杰因果关系检验的一个前提条件是时间序列必须具有的平稳性，否则可能会出现虚假回归问题。因此，在进行格兰杰因果关系检验之前首先应对各指标时间序列的平稳性进行单位根检验。值得注意的是，虽然格兰杰因果关系检验的结论只是统计意义上的因果性，但是这并不妨碍其参考价值，它对于经济预测等仍然能起很大的作用。（一）时间序列平稳性的单位根检验在进行Granger因果关系检验之前，应先考虑两组数据的平稳性问题。因为根据时间序列原理，只有当两组数据间存在稳定的变化趋势时，方可考虑建立回归模型和进行Granger因果关系检验，否则会出现虚假回归的现象。平稳性检验方法在此运用ADF单位根检验法对LnFDIi和lnGYHi（i=1、2、3）等变量进行平稳性检验。在截距和趋势两项的选取方面以10%为临界值。在最佳滞后期的选择上遵守AIC准则，最大滞后期为1期。检验结果见表3。表3.各变量的单整检验结果变量检验类型（c，t，n）ADF统计量10%临界值DW检验检验结果△LnFDI1（c，t，0）-4.752213**-3.2805161.952112平稳△LnFDI2（c，t，0）-4·188042-3.3006231.880901平稳△LnFDI3（c，t，0）-3.362359-3.3678342.201232平稳△LnGYH1（c，t，0）-4.129705*-3.6943252.052431平稳△LnGYH2（c，0，0）-3.624012*-2.8256712.015012平稳△LnGYH3（c，0，1）-3.256902*-2.8824251.773021平稳注：其中（c，t，n）分别表示单位根检验模型中的截距项、时间趋势项和滞后阶数。滞后阶数的选取是根据AIC准则，所选的滞后阶数使得AIC统计量为最小。所有数据分析均运用Eviews6.0软件进行。结果显示：在10%的显著性水平下，变量的一阶差分变量的统计量均小于麦金农临界值，因此拒绝△LnFDI1、△LnFDI2、△LnFDI3和△LnGYH1和△LnGYH2、△LnGYH3具有一个单位根的零假设，说明LnFDI1、LnFDI2、LnFDI3和LnGYH1、LnGYH2、LnGYH3都是一阶单整的，即都符合I（1），可以对其进行协整性分析。（二）Granger因果关系检验本部分将进一步对LnFDIi和lnGYHi（i=1、2、3）序列进行Granger因果关系检验，以确定东、中、西部地区的外商投资与工业化之间是单边的影响关系、还是互动性影响关系。由于Granger因果关系检验对滞后阶数非常敏感，这里选取自回归滞后阶数分别为1和2，检验结果见表4。表4.长期因果关系检验结果零假设H0滞后阶数F检验统计量拒绝零假设的概率结果LnFDI1不是LnGYH1的Granger原因20.464220.56125接受10.465280.47671LnGYH1不是LnFDI1的Granger原因23.45520.05019拒绝117.020.0003LnFDI2不是LnGYH2的Granger原因22.057230.15738接受10.004720.92624LnGYH2不是LnFDI2I的Granger原因20.006860.99225接受10.020160.88633LnFDI3不是LnGYH3的Granger原因20.506410.45864接受10.700150.70251LnGYH3不是LnFDI3的Granger原因28.231340.00032拒绝16.471350.04002注：确定以滞后1期或2期的概率，以大的为准，概率是否大于0.05。表4说明在滞后期为1、2时LnFDI2和LnGYH2互为Granger原因，而LnFDI1、LnFDI3分别是LnGDP1、LnGDP3单项的Granger原因，反之不然；检验结果显示：在1981-2010年期间中部地区外商投资与工业化进程之间存在双向Granger因果关系，而东部地区，西部地区只存在外商投资对工业化进程的单向因果关系。其原因是：中部地区正处于经济发展的稳定上升阶段，工业发展对外商投资的吸收效应较强；东部地区外商投资较为发达且竞争激烈，FDI的边际效益较小，因此工业化对FDI的吸收效应较弱；而西部地区因资源的相对稀缺以及制度的缺陷，导致外商投资发展较为滞后，同时也在一定程度上制约了工业化进程。（三）协整关系检验在Granger因果关系检验基础上，协整分析可以检验出变量之间是否具有长期稳定的关系。本文运用Johansen检验分别对东、中、西部地区变量进行系统检验。利用Eviews6.0对LnFDI1和LnGYH1、LnFDI2和LnGYH2、LnFDI3和LnGYH3分别进行回归，得到如下三个协整方程式：LnGYH1=2.2624+0.3221×LnFDI1+e1①16.1253***14.3012***LnGYH2=1.8915+0.3863×LnFDI2+e2②10.1022***11.0220***LnGYH3=1.6531+0.1936×LnFDI3+e3③5.2114***7.8803***从长期均衡关系来看，外商投资对工业化的进程具有积极的促进作用。其中，中部地区的拉动作用最大，东部次之，西部的作用最小。具体来说，东部地区外商投资对工业化水平的长期均衡弹性为0.3221，即外商投资每增加1%，工业总产值增长0.3221%；中部地区外商投资对工业增加值的长期均衡弹性为0.3863，即外商投资每增加1%，工业总产值增加0.3863%；西部地区外商投资对工业总产值的弹性为0.1936，即外商投资每增加1%，工业总产值增加0.1936%。（四）误差修正模型的建立建立向量误差修正模型的过程是，先估计由LnFDIi和lnGYHi（i=1、2、3）在I（0）过程组成的向量自回归模型，然后将前文估计出的协整关系以误差修正项的形式引入到模型中。下面通过建立误差修正模型（ECM）来检验他们的短期波动△LnSGDP1、△LnSGDP2和△LnSGDP3是如何被决定的。其中误差修正项EC反映了长期均衡对短期波动的影响。表5.东部地区向量误差修正模型的估计结果方程ECM11LnFDI1-1LnFDI1-2LnGYH1-1LnGYH1-2LnFDI1LnGYH1-0.0515（-3.18711）-0.3162（-2.3012）-0.823753（2.24057）表6.中部地区向量误差修正模型的估计结果方程ECM2-1LnFDI2-1LnFDI2-2LnGYH2-1LnGYH2-2LnFDI20.2151（5.3082）LnGYH2-0.0952（-2.325）0.2851（-2.1480）表7.西部地区向量误差修正模型的估计结果方程ECM3-1LnFDI3-1LnFDI3-2LnGYH3-1LnGYH3-2LnFDI30.2013（3.7984）LnGYH3-0.1233（-1.322）0.2013（1.44793）△LnGYH1=0.3162×△LnFDI1－0.0515×EC1（-1）④△LnGYH2=0.2851×△LnFDI2－0.0952×EC2（-1）⑤△LnGYH3=0.2013×△LnFDI3－0.1233×EC3（-1）⑥误差修正模型的结果表明，外商投资对各地区工业化进程存在正向积极的影响，即在短期内随着我国外商投资的增加，各地区工业化水平也随着增加。具体来看：其一，东部地区外商投资对工业化的影响。滞后1期的外商投资都为正系数，说明短期内外商投资增长会十分有效地拉动工业增长，弹性系数为0.3162，即外商投资每提高1%，工业增加值增长0.3162%。其二，中部地区外商投资对工业化的影响。滞后1期的外商投资对工业化的系数为正值，说明短期内投资的增加能提高短期工业增加值，弹性系数为0.2851，即外商投资每增长1%，使得工业增加值增长0.2851%。其三，西部地区外商投资对工业化的影响。滞后1期的外商投资具有正系数，说明西部地区短期内外商投资增长会拉动工业增长，弹性系数为0.2013，即外商投资每增长1%，使得工业增加值增长0.2013%。其四，东、中、西部地区长期均衡对短期波动各自还存在0.0515%、0.0952%、0.1233%的调整。五、结论1.从长期均衡关系来看，外商投资对工业化的进程具有积极的促进作用。其中，中部地区的拉动作用最大，东部次之，西部的作用最小。具体来说，东部地区外商投资对工业化水平的长期均衡弹性为0.3221，即外商投资每增长1%，工业总产值增长0.3221%；中部地区外商投资对工业增加值的长期均衡弹性为0.3863，即外商投资每增长1%，工业总产值增加0.3863%；西部地区外商投资对工业增加值的弹性为0.1936，即外商投资每增长1%，工业总产值增长0.1936%。2.从短期内看，东部地区外商投资对工业化弹性系数为0.3162。中部地区外商投资对工业化的弹性系数为0.2851。西部地区外商投资对工业化的影响，滞后1期的外商投资具有正系数，说明西部地区短期内外商投资增长会拉动工业增长，弹性系数为0.2013，即外商投资每增长1%，使得工业增加值增长0.2013%。东、中、西部地区长期均衡对短期波动各自还存在0.0515%、0.0952%、0.1233%的调整。3.外商投资虽然对工业化进程发挥了积极作用，但存在着地区差异。由于东部地区引入外商投资较早，竞争激烈，故外商投资的边际效益较小，在工业化进程中对外商投资的吸收效应较弱。因此，东部地区应对外商投资进行有选择性的吸收，尤其注重吸收管理、技术水平较高的外商投资，这将有助于工业化的进程推进。4.吸收外商投资边际效应较高的中部地区，要进一步优化制度环境，充分地发挥中部地区灵活、优惠的财税政策和招商引资政策的优势。同时，要抓住“中部崛起”的历史性机遇，因地制宜进行创新，努力塑造优良的投资环境，进一步提高对外开放度，加大外商投资对工业化的推动作用。5.西部地区要在“西部大开发”战略中，逐步加大基础设施建设力度，缩小东、中