外商直接投資對中國國內投資影響的實證分析

汪明星

摘 要:本文運用協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投資產生的影響做了實證分析。從分析結果來看,長期內外商直接投資對國內投資產生了擠出效應,而短期內外商直接投資對國內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整,從而削弱這種擠出效應,不斷提高利用外資的質量。

關鍵詞:外商直接投資;擠出效應;協整;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濟持續快速發展的重要動力之一。外商直接投資(FDI)的流入不僅為發展中國家發展經濟帶來了稀缺的資金、技術和管理經驗,而且為東道國創造了更多的就業機會,增加了政府的財政收入,改善了東道國的對外貿易,優化了東道國的產業結構等。但是隨著我國利用外資規模的不斷擴大,外商直接投資的負面效應開始凸顯并影響了中國經濟的長遠發展,其中外商直接投資對國內投資的擠出效應就是一個備受關注的問題。因此本文從整個宏觀角度出發,分析外商直接投資對國內投資的短期和長期影響,從而為政府調整利用外資結構和規模,提高利用外資質量,發揮外資的正面效應提供理論依據。

(一)外商直接投資(FDI)與國內投資關は檔睦礪厶教

國內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。相應地,外商直接投資與國內投資之間的關系也就有兩種:第一,外商直接投資與外商所形成的那部分國內投資之間的關系問題,也就是反映外商直接投資如何轉化為外商所形成的那部分國內投資。第二,外商直接投資與本國投資者所形成的那部分國內投資之間的相關性問題,即外商直接投資是促進了國內投資,還是減少了國內投資,或者兩者之間根本不存在相關性。本文所要探討的外商直接投資與國內投資的關系屬于后者。如果外商直接投資的增加導致國內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投資,此時稱外商直接投資對國內投資產生了擠入效應。擠入效應的產生途徑主要有:外商直接投資流入,如果給東道主國家帶來新技術或新產品,迫于競爭的壓力,國內企業會不得不引進新技術或者增加自己的研發投入來提高企業的競爭力,從而導致國內投資的增加;若外商投資的行業與上下游產業有很強的關聯性,外商直接投資的增加會帶動下游和上游企業投資的增加;另外FDI企業與國內企業之間的人才流動會使前者的先進技術,管理經驗流入到后者,這樣國內企業利用先進技術提高了勞動生產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致國內總投資的增加額小于其自身的增加額,則國內投資減少,外商直接投資對國內投資產生了擠出效應。一般來說,FDI企業擁有先進的生產技術,經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惠會使得其在爭奪生產要素,產品市場中處于有利地位,若FDI企業進入了國內發展已相對成熟、競爭相對激烈的行業,在投資機會和產品市場飽和的狀態下外商直接投資的進入必然會減少甚至替代國內投資。另外,FDI企業通過進口來購買原材料和出口來實現產品的銷售,這樣會切斷與國內上下游行業之間的原有關聯性從而導致國內投資的減少。最后,如果外商直接投資的增加額等于國內總投資的增加額,則表明兩者之間不存在相關性。

(二)國內外相關文獻綜述

關于外商直接投資與東道主國家國內投資關系的研究國內外學者針對不同的國家和地區利用不同的擠入擠出效應模型得出的結論是不一樣的。Borensztein Gregorio和Lee運用內生經濟增長模型對69個發展中國家1970M1989年的數據進行分析發現FDI對國內投資產生了擠出效應,國內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個國家的面板數據,運用總投資模型,證明FDI對亞洲各國的國內投資產生了很強的擠入效應,對拉丁美洲各國卻產生了擠出效應,與非洲各國的國內投資則無顯著的相關性。

近年來,國內部分學者也對外商直接投資對中國國內投資的擠入擠出效應進行了實證研究。張倩肖在新古典投資模型的基礎上證明了外商直接投資對我國國內投資產生了替代效應。在區域性研究方面,王志鵬和李子奈運用面板數據分析后發現,FDI對我國東部地區的國內投資產生了擠出效應,對中部地區國內投資存在擠入效應,而西部地區FDI的擠出效應不顯著;薄文廣采用總投資模型論證了珠江三角洲地區FDI的擠出效應比長江三角洲地區更加明顯。

以上在分析FDI對國內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。本文采用協整理論和誤差修正模型來分析外商直接投資,國內生產總值對國內總投資的長期均衡關系和短期動態影響。

二、實證分析

(一)變量選取與數據來源

影響國內總投資規模的因素諸多,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),國內生產總值(GDP)作為影響國內總投資的主要因素,研究它們對國內總投資的長期和短期影響。從中經統計數據庫中可以搜集到1983M2007各年全國的FDI,GDP數據,而國內總投資額用全社會固定資產投資完成額(DI)來代替。由于統計資料上FDI數據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。為了消除數據中可能存在的異方差,分別對以上的外商直接投資額,國內生產總值,全社會固定資產投資完成額取對數,取對數后的結果來表示。

(二)變量的平穩性檢驗

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

表1中d表示變量的一階差分;檢驗形式中C代表包含常數項,T代表含有趨勢項,K表示滯后階數;滯后階數的選擇標準是以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,表明水平序列lnGDP玹、lnFDI璽、lnDI玹都是非平穩的;其一階差分變量d(lnGDP玹)、d(lnFDI玹)、d(lnDI玹)的ADF統計量值分別小于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)變量之間的協整關系檢驗

盡管lnGDP玹、lnFDI玹、lnDI玹都是非平穩的,可是同為一階單整變量的它們之間可能存在一個穩定的線性組合。采用Johansen方法對ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)是否存在協整關系進行檢驗,在“Cointegrating Equation(CE) and VAR specification”欄目中選擇第三個備選項,即設定時間序列數據存在確定性線性趨勢,但協整方程(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選擇為2階,Eviews5.0運行結果如下表2和表3。

表2中在檢驗原假設H0:玶=0時無論跡統計量還是最大特征值統計量都大于5%顯著性水平下的臨界值,表明拒絕原假設,三個變量之間至少存在一個協整關系;在檢驗原假設H0:玶=1時統計量和最大特征值統計量都小于對應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整關系。表3給出了三者之間的協整數量關系式:

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

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

(四)建立誤差修正模型

協整關系反映了變量之間存在長期穩定的均衡關系,但由于許多隨機因素影響著包括諸多變量的經濟系統,所以經濟系統經常處于一種非均衡狀態。變量組成的經濟系統之所以能夠保持一種均衡趨勢,是因為系統本身具有自我調整機制,當變量在上一期偏離了均衡點時系統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系進行上下波動而不是更進一步地脫離均衡關系。構造誤差修正模型正是為了尋找這種調整機制,它描述了變量從短期波動向長期均衡調整的過程。根據ln(GDP玹)、ln(FDI玹)、ln(DI玹)之間的協整關系: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β璱(i=1,2,…,9)是短期參數,表示變量之間的短期調整關系,其中β9也稱為修正系數,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估計,得到如表4的結果:

玆2=0.860981,調整的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,估計結果如下表5。

從估計結果可以發現所有的解釋變量都通過了顯著性檢驗,而且模型的擬合優度(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投資的變動以及本期國內生產總值的變化都對本期全社會固定資產投資額的短期變動有正影響,影響系數分別為0.591627和1.619331,可見本期國內生產總值的變化對當期本期全社會固定資產投資額影響比較大;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投資額的短期變動產生了負影響,前一期的外商直接投資每增加1%會導致本期全社會固定資產投資額下降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、結束語

就全國而言,外商直接投資對國內投資存在著長期的擠出效應,我們認為這主要是由外資企業與內資企業在產品市場上的競爭所造成的。流入我國外資的行業分布比較集中于制造業,尤其以輕工業為主,長期以來制造業領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,這與內資企業的產業結構總體上相似。由于輕工業大多屬于勞動密集型產業,其產品技術含量不高,替代性較強,這樣外企的進入并不會創造和擴大國內的市場需求,只能與內資企業競爭去爭奪有限的市場空間。與國內企業相比,外資企業通常擁有國際知名的品牌、豐富的管理經驗及國家給予的超國民待遇,所以在產品市場的激烈競爭中外資企業具有明顯的競爭優勢,進而減少或取代了國內的投資。另外,今幾年來外商直接投資選擇獨資這種生產經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企業技術溢出效應更好的發揮。

從短期看,外商直接投資對國內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%會導致本期全社會固定資產投資額下降0.23%,這說明外資企業的競爭優勢要經過一段時間才能逐步發揮出來;對本期國內投資變化影響最大的還是當期的經濟發展水平,當期GDP每增加1%,大約會使得國內投資增加1.6%;而上期的非均衡誤差對本期國內投資的影響也達到了0.3。

鑒于外商直接投資對國內的固定資產投資產生的擠出作用,國家在今后利用外資的政策上要做出一定的調整來增強外商直接投資對國內投資的擠入效應,削弱其擠出效應,這對于提高利用外資的質量,優化產業結構和轉變經濟增長方式都有著重要的意義。因此我們建議:國家應積極將外資引入到服務業領域,改變當前這種過度集中于制造業的狀況。即使在制造業吸收外商直接投資也只能引入那些技術含量高的知識密集型外資企業,而對于一般的加工制造業實行國民待遇,這樣會增強外商直接投資的技術溢出效應,也有利于產業結構的優化升級。

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