西安市外商直接投資與經濟增長動態(tài)關系分析

1、西安市外商直接投資與經濟增長動態(tài)關系分析第8卷第2期2009年6月江西農業(yè)大學(社會科學版)journalofjiangxiagriculturaluniversityvo1.no.2jun.,2009文章編號:16716523(2009)02008005西安市外商直接投資與經濟增長動態(tài)關系分析王新杰,薛東前(陜西師范大學旅游與環(huán)境學院,陜西西安710062)摘要:運用協(xié)整檢驗,格蘭杰因果檢驗,脈沖函數(shù)扣方差分解模型對西安市外商直接投資與地區(qū)生產總值,固定資產投資,凈出口以及最終消費的關系進行動態(tài)計量分析,結果顯示:外商直接投資與地區(qū)生產總值,社會固定資產投資,凈出口,最終消費存在唯一長期均衡

2、關系;外商直接投資與地區(qū)生產總值,社會固定資產投資,最終消費互為格蘭杰因果關系,而外商直接投資是凈出口的格蘭杰因果原因,凈出口不是外商直接投資的格蘭杰因果原因;地區(qū)生產總值,社會固定資產投資,凈出口,最終消費對外商直接投資的脈沖響應較敏感,且正向作用大于負向作用;(外商直接投資對地區(qū)生產總值,最終消費,凈出口的平均方差貢獻分別為57.8%,57.7%和73.3%,作用顯著.最后提出相關政策建議.關鍵詞:外商直接投資;經濟增長;動態(tài)關系;西安市中圖分類號:f293文獻標識碼:aonthedynamicrelationshipbetweenforeigndirectinvestmentandeco

3、nomicgrowthinxianwangxinjie,xuedongqian(collegeoftourismandenvironmentsciences,shanxinormaluniversity,xian710062,china)abstract:thispaperexploresthedynamicrelationshipbetweentheforeigndirectinvestment(fdi)andeconomicgrowthfrom19982007inxian,byintegrationtest,grangercausalitytest,impulseresponsefunct

4、ionandvariancedecompositionmode1.theresetsshowthatthereisalongtermrelationbetweenfdiandgdp,totalinvestmentinfixedassets,netexports,finalconsumption,andthatthereistwowaygrangercausalitybetweenfdiandgrossdomesticproduct,totalinvestmentinfixedassets,finalconsumption.butthereisaonewaygrangercausalitybet

5、weenfdiandnetexport.itwasalsodiscoveredthatthefouraspectsaresensitivetotheresponseofthefdiandthepositiveimpactsoffdihavemoreeffectthannegativeones,andthatfdisignificantlyaffectedaveragevariancecontributionofgrossdomesticproduct,finalconsumption,andnetexports.finnallysomepolicyrecommendationswereputf

6、orward.keywords:fdi;economicgrowth;dynamicrelationship;xiancity一,引言2o世紀90年代以來,中國經濟形勢發(fā)生了重大變化.到9o年代末期,中國已經基本走完了經濟特區(qū)一沿海經濟開發(fā)區(qū)一內地這一逐步推進的對外開放進程;也初步形成了國內局部市場一全國范圍大市場一國際開放大市場這一逐步深化與完善的市場推進格局.隨著世界經濟一體化進程的不斷深入,外商直接投資已經收稿日期:20090306修回日期:20090416基金項目:陜西省自然科學基金項目(2004d04)和陜西師范大學重點項目作者簡介:王新杰(1982一),男,碩士,主要從事城市規(guī)劃與

7、區(qū)域經濟發(fā)展研究,eman:wangxinjiefd2008.第8卷王新杰等:西安市外商直接投資與經濟增長動態(tài)關系分析?81?成為經濟全球化中不可或缺的重要組成部分.國內外學者就外商直接投資與發(fā)展中國家經濟增長之間的關系進行了深入的分析.對于發(fā)展中國家引進外資的原因有很多種解釋和觀點,比較有代表性的是chenery和strout(1966)提出兩缺口模型理論.該理論認為fdi通過彌補儲蓄和外匯缺口促進發(fā)展中國家的經濟發(fā)展,因此引進外資是有利的;另一種觀點認為,對我國而言,利用外資已不僅僅是出于彌補資金不足和增加外匯儲備的目的,更主要的是市場換技術,利用外資帶動我國經濟增長的質量.近期關于外商直

8、接投資與經濟增長關系的研究主要集中在兩個方面:第一,外商直接投資與經濟增長因果關系的討論,主要是外商直接投資推動了經濟增長還是經濟增長吸引了外商投資-2j.第二,外商直接投資與經濟增長之間關系的實證分析.利用各種測算方法估測了外商直接投資對經濟增長的貢獻程度】.但在研究中忽視了一個明顯的問題,即對fdi和gdp時間序列變量直接進行回歸.例如,沈坤榮(1999,2002),江錦凡(2003)等人在相關文章中,對fdi與gdp直接進行計量回歸,而沒有考慮到fdi與gdp之間是否存在協(xié)整關系j.由于對非平穩(wěn)的序列直接進行回歸可能會出現(xiàn)偽回歸問題,因此其研究結論自然很難令人信服.除此之外大量的研究表明

9、,外商直接投資在不同地區(qū)經濟發(fā)展作用是不相同的j.而西安市關于外商直接投資與經濟增長關系研究的多是計量分析,研究外商直接投資與經濟關系相互作用的文章幾乎沒有,至于外商直接投資的引進是否對當?shù)亟洕a生正的效應,經濟的發(fā)展是否也會促進外資的增長,具體是外商直接投資對經濟的拉動作用較大還是經濟發(fā)展對外資的沖擊更大?這就更有待實證.本文正是基于這種思想,首先對反映西安市宏觀經濟要素的多個指標進行單位根檢驗,如果結果平穩(wěn)再進行格蘭杰因果檢驗,以驗證外資與經濟發(fā)展的相互作用.而利用vail約束下脈沖響應函數(shù)和方差分解模型來分析宏觀經濟要素對外商直接投資的響應效果與強度,以期進一步明晰西安市經濟發(fā)展與外商直

10、接投資的關系.二,樣本選取和數(shù)據(jù)處理fdi對經濟發(fā)展存在著直接和間接的雙重作用,對經濟的影響具有多面性.根據(jù)支出法理論.國內生產總值(gdp)=消費+投資+凈出口.消費,投資和凈出口是驅動經濟增長的三大需求,它們的共同作用決定了地區(qū)經濟增長的態(tài)勢,而fdi為我國經濟帶來了穩(wěn)定的生產資本,促進了我國出口貿易的發(fā)展,改善了國際收支狀況,增加了國家財政收入,支配收人的增加又勢必會刺激消費.因此以支出法理論為依據(jù),按照科學性,可代表性,數(shù)據(jù)可獲得性等原則選取西安市19972006年的地區(qū)生產總值(gdp),最終消費(xv),固定資產投資(in)和凈出口(ei)宏觀經濟指標分別研究其與外商直接投資之間的

11、動態(tài)關系.以上相關數(shù)據(jù)都是由19982007年中國統(tǒng)計出版社出版的西安統(tǒng)計年鑒和陜西統(tǒng)計年鑒為數(shù)據(jù)源整理得出.由于貨幣匯率變化的頻繁性,本文的數(shù)據(jù)都以美元兌換人民幣為基準,根據(jù)當年的匯率均價進行了處理,為消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差,對各個數(shù)據(jù)取自然對數(shù).三,外商直接投資與經濟關系的動態(tài)分析(一jfdi與經濟關系的協(xié)整及因果關系檢驗協(xié)整分析主要是用來尋找兩個或多個變量之間的均衡關系,如果某兩個或多個同階時間向量的某種線性組合可以得到一個平穩(wěn)的誤差系列,則這些平穩(wěn)的時間序列之間存在長期的均衡關系,即具有協(xié)整性,否則就相反.本文具體采用了基于p階向量自回歸模型(var)進行協(xié)整檢驗:=l+一-ap一+

12、占+et(t=1,2,)(1)式中:是維平穩(wěn),(p)系列;xt是d維確定性變量;是擾動變量(信息向量).(1)單位根檢驗.由于只有相同單整階數(shù)的兩個變量才可能存在協(xié)整關系,因此協(xié)整分析之前首先要檢驗變量的單整階數(shù),以避免時間序列因偽回歸現(xiàn)象而造成結論無效.單位根檢驗有df,adf,pp檢驗等形式.考慮到所選時間序列可能存在高階相關,本文采用pillips和perron提出的檢驗形式,對外商直接投資(fdi)與國內生產總值(gdp),社會固定資產投資(in),社會最終消費(xf),凈出口(ei)的自然對數(shù)的平穩(wěn)性進行檢驗,結果見表1.表1顯示,水平時間序列l(wèi)ngdp是平穩(wěn)的;其它所有變量的水平序

13、列檢驗值都大于l%的臨界值,所以它們都是非平穩(wěn)的.繼續(xù)對5個時間序列進行一階差分檢驗,則一階差分alnfdit,ingdpt,inxf,ine1和inlnt是平穩(wěn)的,即它們具有一階單整性,(1).即它們均為非平穩(wěn)時間序列,不能用傳統(tǒng)的計量經濟學理論來構建模型,但是它們滿足現(xiàn)代計量?82?江西農業(yè)大學(社會科學版)第8卷注:(1)滯后期的選擇以sc準則為依據(jù);表示差分因子.經濟學中的協(xié)整理論,因此可采用協(xié)整理論來研究上述變量之間的長期均衡關系.(2)協(xié)整檢驗.經過上面的單位根檢驗可知,外商直接投資與地區(qū)生產總值和社會固定資產總值都具有一階單整性,因此國內生產總值與社會固定資產投資與外商直接投資之

14、間可能存在長期均衡關系.為了對這種長期關系進行檢驗,本文使用johansen(1995)極大似然估計法,對時間序列進行協(xié)整檢驗.johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法,基于式(1),根據(jù)aic和sc準則,分別得到了lnfdlt和hl,lnlnt之間的協(xié)整檢驗結果(表2).比較pp檢驗回歸模型中,a滯后項的系數(shù)應該統(tǒng)計顯著,并能提高模型的解釋能力,該模型為:kk=啦i+一i+(t=1,2,3,f=1i=1,)(2)式中:五,是指標向量;ot為待估系數(shù);為白噪聲系列.根據(jù)上式分別得到lnfdlt與ll1gdp,lii,lnxf,h1之間的格蘭杰因果檢驗結果(表3).從表3可知,

15、在滯后2期,1%顯著水平下,lngdp,h,lnxf是fdi與infdi互為格蘭杰原因;凈出口不是外商直接投資的格蘭杰原因,而外商直接投資是凈出口的格蘭杰原因.可裹2殘差e的檢驗結果值與顯著性水平(1%)下的臨界值,結果表明在1%的顯著性水平下,infdi和lngdp,lnln,lnxf,hlej之間存在唯一的協(xié)整關系,即西安市外商直接投資的引進與地區(qū)生產總值,社會固定資產投資,凈出口,最終消費之間具有長期穩(wěn)定的比例關系.(3)因果關系檢驗.協(xié)整檢驗可以揭示外商直接投資與宏觀經濟及各要素之間是否存在長期均衡關系,但是無法揭示外商直接投資與它們之間是否存在因果關系以及因果關系的方向,格蘭杰因果檢

16、驗為解決這類問題提供了一種很好的思路和方法.格蘭杰因果檢驗的思路是:如果a是b的原因,則a先于b出現(xiàn),在加入a滯后項的見西安市在經濟發(fā)展過程中,外商直接投資的引進對西安的固定資產投資,地區(qū)生產總值,最終消費和凈出口產生了一定的沖擊;而西安經濟的發(fā)展也更加有利于引進外資.但是具體外商直接投資對西安經濟產生多大的沖擊,效果有多大還需要進一步做脈沖響應和方差分解分析.(二)fdi與經濟發(fā)展之間的脈沖響應與方差分解(1)脈沖響應函數(shù).脈沖響應函數(shù)是指在向量自回歸的(var)模型中,在擾動項上加上一個標準差大小的沖擊,通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系對變量的當前值和未來值所帶來的影響進行動態(tài)分第8卷王新杰等:西安

17、市外商直接投資與經濟增長動態(tài)關系分析?83?析.對于任何一個var模型都可以表示成為一個無限階的向量ma(oc),因此其脈沖響應函數(shù)可以表示為:rc)=u(i+.)+姐u(i+l_1)+(一2)+哩(.,一3)+哩(.+,一1)+g,su(i+)(t=1,2,3,)=式中:y(+l】是內生向量;為誤差項;為脈沖響應量.以實際利用外商直接投資為自變量,對其追加一個新信息,通過脈沖響應函數(shù)的模擬就可以觀察到對應經濟因素的響應情況.選取19972006年的西安市地區(qū)生產總值,社會固定資產投資,最終消費和凈出口作為衡量西安經濟發(fā)展對外商直接投資的響應.首先建立它們之間的var模型,然后進行脈沖響應分析

18、.從圖1可以看出,西安市外商直接投資的增加對國內生產總值作用較為復雜,整體呈現(xiàn)出波浪狀,第12,56,9一lo期呈現(xiàn)出顯著的正向沖擊,其它時期則表現(xiàn)出反作用,但是隨期數(shù)的增加作用強度越來越大.由于固定資產投資對外商直接投資的脈沖響應與圖1極為相似,本文就不再累述.從圖2可以看出,外商直接投資的增加從開始就表現(xiàn)出顯著的負沖擊,第4期到達最低點,以后整體表現(xiàn)出正向的沖擊,第8期以后作用基本穩(wěn)定.從圖3可以看出,外商直接投資對凈出口的沖擊波動性也較大,但是從總體考慮經濟宏觀因素對外商直接投資的脈沖響應幅度不是很大.(2)預測方差分解.脈沖響應函數(shù)是跟蹤系統(tǒng)對一個變量的沖擊效果,而方差分解則是將系統(tǒng)的

19、預測均方誤差分解成系統(tǒng)中各個變量沖擊所作的貢獻,從另一個角度描述了系統(tǒng)的動態(tài)變化.分別對地區(qū)生產總值,最終消費,凈出口的預測均方誤差進行分解(表4).由表4可知,地區(qū)生產總值,最終消費和凈出口的波動從第1期就分別受到自身及外商直接投資的影響.其中地區(qū)生產圖1地區(qū)生產總值對外商直接投資的脈沖響應注:圖中實線是脈沖響應函數(shù),表示經濟的各指標對外商直接投資的偏離;虛線表示正負兩倍標準差.圖2最終消費對外商直接投資的脈沖響應注:圖中實線是脈沖響應函數(shù),表示經濟的各指標對外商直接投資的偏離;虛線表示正負兩倍標準差./:,/,/v,/v圖3凈出口對外商直接投資的脈沖響應注:圖中實線是脈沖響應函數(shù),表示經濟

20、的各指標對外商直接投資的偏離;虛線表示正負兩倍標準差.?84.江西農業(yè)大學(社會科學版)第8卷總值的變化受外商直接投資波動的影響成分第1期較小,第3期達到最大值,以后波動起伏不大,擾動平均均方誤差貢獻為57.81%;凈出口受其波動影響成分第1期92.7%,第2期達到最大值,第3期則又快速下降,以后整體表現(xiàn)比較平穩(wěn),沖擊大小保持在50%54%;外商直接投資對最終消費波動的沖擊要顯著高于其自身產生的沖擊,第1期方差貢獻61.6%,以后則穩(wěn)定在74%附近,影響較為顯著.四,主要結論和政策啟示運用協(xié)整檢驗,格蘭杰因果檢驗,脈沖函數(shù)和方差分解模型對西安市19972006年間外商直接投資與地區(qū)生產總值,固

21、定資產投資,凈出口以及最終消費的關系進行動態(tài)計量分析,研究結論與西安市經濟發(fā)展與外資發(fā)展實際情況相吻合.西部大開發(fā)和我國加入wto的歷史機遇為西安經濟發(fā)展創(chuàng)造了契機,西安經濟持續(xù)不斷地發(fā)展,但是1997年亞洲金融危機和2003年sars事件對其經濟發(fā)展產生較大的沖擊,最終造成外商直接投資和地區(qū)生產總值,社會固定資產投資,凈出口關系發(fā)生波折性變化.同時由于西安整體利用外資水平較低,因此對地區(qū)生產總值的沖擊較小.振幅變化不大.根據(jù)以上結論可得出以下幾方面的政策啟示:(1)總體來看西安外商直接投資的引進顯著參考文獻:地促進了經濟的發(fā)展,因此要進一步加大對外開放力度,加強基礎設施建設,引導投資由綠地投資向并購投資模式轉變,以期實現(xiàn)外商直接投資和地區(qū)生產總值的關聯(lián)攜帶作用.(2)社會固定資產投資和外商直接投資兩者互為因果關系,前者對后者具有強烈的脈沖響應.因此要進一步優(yōu)化利用外資結構,拓展利用外資方式,加強外資政策和產業(yè)政策的協(xié)調,實行全方位的靈活引資機制,以促進內外資企業(yè)共同發(fā)展,克服西部發(fā)展中的資金瓶頸障礙.(3)凈出口的方差分解表明,外商直接投資的均方誤差貢獻占到一半以上,并且外商直接投資是凈出口增長的格蘭杰