中部地区投资优势概述

2024-08-24

中部地区投资优势概述（精选3篇）

中部地区投资优势概述篇1

改革开放以来, 伴随着经济迅速增长, 中部地区利用外商直接投资也得到较快发展。从1986-2006年, 中部地区国内生产总值从2192亿元增加到43219元, 增加了19倍;而在这20多年中, 中部地区的外商直接投资总额由0.5亿美元增加到97.3亿美元, 净增96.8亿美元;中部地区的外资依存度也从0.1%增加到1.8%, 净增1.7个百分点。可以看出, 中部地区外商直接投资和国内生产总值呈现同步增长趋势, 两者具有较强的相关关系。那么, 中部地区外商直接投资是否直接促进了经济增长?外商直接投资对经济增长是否产生了外溢效应?仅仅对外商直接投资与经济增长进行双变量的简单线性回归显然不能准确反映它们之间的关系, 因此本文将通过构建多变量回归模型, 对中部地区外商直接投资促进经济增长的直接效应和间接效应进行全面实证分析, 希望得到有益的结论。

一、模型构建与数据来源

1、模型构建。

本文主要通过改进的多变量模型和因果检验来分析中部地区利用外商直接投资与经济增长之间的关系。通过对柯布-道格拉斯生产函数进行改进, 同时为了避免伪回归, 对相应变量取对数, 本文构建如下回归方程来测量外商直接投资对经济增长的直接效应:

其中GDP表示国内生产总值, 作为实际产量的代理变量;DK表示国内资本, 为全社会固定资产总额减去外资总额所得的差额;FDI为外商直接投资, 作为国外资本的代理变量;LA为就业水平, 作为劳动力数量的代理变量;HC为人力资本, 作为劳动力质量的代理变量, 由各地区大专以上的毕业生人数表示;TR为进出口贸易总额, 作为地区开放度的代理变量;M为市场发育程度变量, 由国有工业企业产值与全部工业企业产值的比例来表示。

由于可以用乘积形式表示两个变量间的交互作用, 因此可以通过以下5个交互作用回归模型来测算外商直接投资促进经济增长的间接效应:

方程 (2) - (6) 分别用来测算外商直接投资与国内投资 (DK) 、就业水平 (LA) 、人力资本 (HC) 、对外贸易 (TR) 、市场发育程度 (M) 的交互作用对经济增长的间接效应。

(2) 数据来源。本文研究的时间序列区间为1986-2006年。所有各年外贸与外商直接投资均数据来自《中国对外贸易统计年鉴》及《国家商务年鉴》 (1987-2007) ;所有国内生产总值、固定资产总值、劳动力数量、人力资本的数据来自于来自《中国统计年鉴》 (1987-2007) ;市场发育度所需要的数据1988、1993、1994、2004为估计值, 1998-2006年为全部国有及规模以上国有控股企业总值占全部国有及规模以上非国有工业总值比重, 1986～1997年为独立核算全民所有制企业工业总值占全部独立核算工业总值比重。

二、实证结果分析

1、中部地区外商直接投资促进经济增长的直接效应分析

为了能够更为准确地反映外商直接投资对经济增长的直接效应, 本文首先对每个解释变量与被解释变量进行单独回归, 然后对所有变量进行整体回归, 再逐步删除不显著变量, 最后确定一个最佳的回归方程。

通过单独回归发现, 除市场发育程度外, 其余解释变量均在1%的显著水平上通过检验, 而且回归系数都比较大。再进行整体回归, 除了依然没有通过检验的市场发育程度外, 所有的解释变量的系数均小于单独回归中的各变量系数。这说明单个的解释变量对GDP的回归显然不能准确反映其对经济增长影响, 往往会夸大其对经济增长的贡献。删除两个不显著变量之后, 得到了一个较为理想的回归结果 (Ⅰ) (如见表1) :所有的变量均通过显著性检验, 方程的拟合优度达到0.9975, F值达到1312.96, 说明整体拟合效果较好, 而D.W值也达到1.8451, 说明不存在序列相关。可以写出回归方程如下:

对各变量经济意义的解释如下:

(1) 就业水平 (LA) 、国内资本 (DK) 是中部地区经济增长的主要动力。从回归方程可以看出, 就业水平对经济增长的作用最大, 回归系数达到4.6072;国内资本次之, 回归系数也达到了0.8088, 这说明中部地区的经济增长还是主要靠内资和就业来进行拉动。

(2) 对外贸易 (TR) 对经济增长有一定的促进作用, 而外商直接投资 (FDI) 的直接效应相对较小。对外贸易回归系数为0.3740, 对经济增长也有一定的作用;而外商直接投资虽然通过了显著性检验, 但其回归系数只有0.0054, 对经济增长的贡献很小, 说明目前中部地区的开放型经济发展还相对落后, 外贸与外资的作用无法充分体现。

(3) 市场发育程度 (M) 和人力资本 (HC) 对经济增长没有显著影响。在单独回归结果和整体回归结果中, 解释变量市场发育程度都没有通过显著性检验, 说明中部地区市场发育程度对经济增长没有发挥作用。出现这种情况的原因可能有二个:一是中部地区相对于全国和东部地区而言, 市场经济体系建设力度不够, 市场发育进程比较缓慢;二是市场发育程度的替代变量选择并不一定恰当, 可能并不能完全代表真实市场经济水平。在整体回归中, 人力资本变量都没有通过显著性检验, 说明人力资本 (HC) 的作用在中部地区的经济增长中没有体现出来, 中部地区目前还没有走上内涵式增长道路, 人力资本存量对经济增长的促进作用尚未显现。

2、中部地区外商直接投资促进经济增长的间接效用分析

注:*表示变量较显著, T检验显著水平为5%, **表示极显著, T检验显著水平为1%;括号内数值为标准差。

外商直接投资不仅对经济增长有直接的促进作用, 而且可能通过其它的经济因素来间接影响经济增长。通过对方程 (2) - (6) 的回归分析, 得到回归结果如表1。

回归结果 (Ⅱ) 、 (Ⅲ) 、 (Ⅳ) 分别表示外商直接投资与国内资本、就业水平、对外贸易的交互作用对经济增长的间接效应。可以发现, 3个回归结果都较为理想:所有的变量均通过显著性检验, 回归的拟合优度均在0.99以上, F值都通过极显著性检验, 而D.W值也比较理想。回归结果表明:

(1) 中部地区外商直接投资 (FDI) 对国内资本 (DK) 有挤出效应。从回归结果 (Ⅴ) 可以看出, 引入FDI变量后, 国内资本系数从0.8088下降到0.0587, 且在1%水平上通过显著性检验, 说明LnDK*LnFDI作用项对实际产出有显著的负面效应。就中部地区来看, 由于外商直接投资占全社会固定资产的比重很小, 因而通过外商直接投资弥补国内储蓄缺口的作用很小;另一方面, 由于对外资没有合理导向, 外商直接投资主要流向一些已经存在激烈竞争的行业, 而且有些外资企业把目标定位在国内市场, 使本地企业失去了部分国内市场, 这样导致了部分内资被挤出。

(2) 中部地区外商直接投资 (FDI) 对就业水平 (LA) 有挤出效应。回归结果 (Ⅵ) 表明, 引入FDI变量后, 就业水平系数从4.6072下降到0.3508, 且在1%水平上通过显著性检验, 说明LnLA*LnFDI作用项对实际产出有显著的负面效应。就中部地区来看, 由于该地区的市场体制建设还不是很完善, 为了避免新建企业所带来的风险, 外商很少以新建企业的形式在当地投资, 而是收购当地的原有企业或与当地企业进行合资经营, 为了改善中部地区企业落后的生产技术, 外商往往会引入更先进的技术, 这些都使中部地区的就业水平下降。

(3) 中部地区外商直接投资 (FDI) 对对外贸易 (TR) 有促进效应。回归结果 (Ⅶ) 表明, 引入FDI变量后, 对外贸易系数从-0.3740上升到-0.0266, 且在1%水平上通过显著性检验, 说明LnTR*LnFDI作用项使对外贸易对经济增长的负面作用减少了, 从而对经济增长有显著的正面效应。由于中部地区对外商直接投资企业有相当高的出口比例要求, 而外商本身的出口能力和出口产品质量相对较高, 这样就提高了中部地区的出口水平。同时, 外资的进入通过企业竞争示范效应, 使国内企业学习其技术和管理经验, 提高了产品的竞争力和出口能力, 也有利于出口。

三、研究结论与对策建议

通过以上实证分析, 本文认为, 中部地区外商直接投资对经济增长的直接作用和间接作用都较小。回归结果显示, 在影响中部地区经济增长的诸多因素中, 国内资本和就业水平是最主要的因素, 对外贸易是次要的因素, 而外商直接投资对经济增长的直接作用较小。同时, 中部地区通过外商直接投资与国内资本、就业水平、人力资本和市场发育程度的交互作用对经济增长的影响也较小, 外商直接投资的外溢效应较为微弱。

根据以上结论, 本文认为中部地区外商直接投资之所以不能促进经济增长, 主要是因为其外商直接投资规模较小和质量较差所致。因此, 中部地区要充分发挥外商直接投资对经济增长的作用, 就必须采取措施不断地提高外商直接投资的规模和质量。具体来说, 主要包括以下几个方面: (1) 中部地区要不断改善投资硬环境和软环境, 提高外商直接投资的吸引能力。 (2) 中部地区要要积极拓宽引资领域, 引导外资进入高新技术产业和服务产业, 不断优化外资产业流向。 (3) 中部地区要积极扩大外资来源, 吸引和利用跨国公司的外商直接投资, 并且应以欧美等发达国家的投资为主, 但现阶段依然不可忽视吸引中小外资企业的投资。 (4) 中部地区要积极探索新的利用外资方式, 实现利用外资方式多元化, 应由当前合资、合作、独资为主向以并购、证券投资、BOT方式等多形式并重转化。

参考文献

[1]马岩.外商直接投资对我国经济增长的效应[J].统计研究, 2006, (3) .

[2]沈坤荣, 耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长[J].中国社会科学, 2001, (5) .

中部地区投资优势概述篇2

近年来, 中部五省在推动经济持续增长和产业结构优化升级的前提下, 抓住服务业外包 (BPO) 这个全球资本转移的机遇, 将服务业作为吸引外商直接投资的重点。目前, 该地区的服务业外商直接投资流量占外商直接投资总流量的20%左右。服务业的外商直接投资是否对经济增长具有明显的促进作用?两者之间的因果关系究竟怎样?短期内两者之间的关系是如何波动的?如果能对这些问题作出定量分析, 则对我国及地区在进一步制定外资政策方面会有一定的帮助。

从理论上看, 学者们普遍认为本土服务业发展对经济增长具有很大的促进作用, 它能够调节产业结构, 促进就业等[1,2]。Appelbaum和Sehettkat认为服务业增长具有相应的刚性, 随着GDP的增长, 服务业的比重将相应增加[3]。同时, 古典经济学、新古典经济学和新增长经济学均接受资本对经济增长的作用的命题, 并强调外资是资本形成的重要组成部分, 继而认为外商直接投资与经济增长存在积极的关系。钱纳里的双缺口理论、刘易斯的经济增长理论、罗斯托的主导产业理论等分别从不同的角度阐述了两者之间的正向相关关系。

在对服务业的外商直接投资与经济增长关系的研究方面, 目前还停留在定性层面上, 国内外学者普遍认为服务业外商直接投资对经济增长的促进作用主要集中在经济增长的牵引效应、技术溢出效应、就业扩大效应、产业结构调整效应以及制度环境改善效应等方面[4,5,6]。对服务业中外商直接投资与非外商直接投资的关系, 一般认为两者是相互竞争、共同促进的关系, 且服务业外商直接投资的发展对本土的服务业发展具有强烈的制度示范效应和技术溢出效应[7]。

定量研究服务业外商直接投资与经济增长的关系, 主要有三种方法:一是利用跨国 (地区) 横截面数据对服务业外商直接投资与经济增长等变量进行普通最小二乘法 (OLS) 分析。由于选取跨国 (地区) 横截面数据没有考虑到不同国家的异质性, 即各国家和地区具有不同的经济结构和生产技术等, 可能会导致虚假的结论, 并且采用横截面数据进行OLS回归只能证明服务业的外商直接投资与经济增长有关系, 并不能说明两者是否存在因果关系。二是利用单个国家 (地区) 的时间序列数据对服务业外商直接投资与经济增长等变量进行协整检验、因果关系分析等。这种方法避免了变量的非平稳而引起的虚假回归。三是利用跨国 (地区) 的横截面和时间序列数据组成的面板数据进行研究。这种方法能克服不同国家 (地区) 的异质性问题。因此, 后两种方法应该成为服务业外商直接投资与经济增长关系实证研究的主流方法。

尽管国内外学者分别就服务业发展与经济增长的关系、外商直接投资与经济增长的关系作了研究, 也得出了很多具有建设性的结论, 但笔者发现运用主流方法对服务业外商直接投资与区域经济增长的关系进行定量研究的则很少。由于各个地区产业结构的不同, 服务业对地区经济增长的贡献量和贡献方式就存在着较大的差异。基于此, 本文在对三个变量的研究框架下, 利用ADF检验、Johansen检验和Granger检验等主流研究方法, 对中部五省的服务业外商直接投资与经济增长关系进行实证研究。本文将主要分析中部五省的服务业外商直接投资与经济增长是否互为原因;它们之间是否存在长期稳定的关系等等。

2数据的选取和实证分析

2.1 变量和数据的选取

本文选取了1998年～2006年中部五省服务业外商直接投资和同期的服务业GDP、地区GDP作为变量。这三个变量分别用LGDP、LFGDP、LFFDI表示。用于分析的数据全部来自于中部五省15个城市的相关统计年鉴各期的加总, 样本数据为1998年～2006年的年度数据。服务业外商直接投资用当年平均汇率换算成以人民币为单位的值, 然后用消费价格指数将三个变量换算成以1978年不变价格计算的值;再取各变量的自然对数消除异方差。

2.2 实证分析

由于本文各变量的时间序列具有非平稳性, 因此本文先对各变量进行单位根平稳性检验, 若为非平稳, 就采用协整检验分析各变量之间的关系, 并在协整检验的基础上进行Granger因果关系检验。如果变量之间是协整的, 则至少存在一个方向上的Granger原因, 而在非协整的情况下, 任何原因的推断都将是无效的。

2.2.1 变量的平稳性检验

若时间序列yt存在如下情况:yt=C+αyt-1+ut, 其中C为常数, ut为零均值非自相关随机误差项, 如果α≺0, 则表明该序列是平稳的, 对上式两边同时减去yt-1, 即得到

Δyt=C+ρyt-1+ut-1 (1)

其中ρ=α=1, 若ρ拒绝零假设, 则yt平稳, 这时DF检验值即为yt-1的t值, 但它已不服从标准的t分布;将所估计的ρ系数除以它的标准误差, 得到DF的τ的统计量, 如果τ超过DF的临界值, 则拒绝所给时间序列是非平稳的假设;反之, 时间序列是非平稳的。如果 (1) 式的误差项是自相关的, 就把 (1) 式修改为:

undefined (2)

其中Δyt-i=yt-i-1, (2) 式要包含足够的滞后项以使该式中的误差项是εt序列上独立的。当DF检验应用于 (2) 式这样的模型时, 就称为ADF检验。如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过d次差分, 该序列则被称为d阶单整, 记为I (d) 。

2.2.2 协整检验

如果序列X1t, X2t…, Xkt都是d阶单整, 存在一个向量α= (α1, α2 , …αk) , 使得Zt=αX′t～I (d-b) , 其中b≻0, Xt= (X1t, X2t…Xkt) , 则认为序列X1t, X2t…Xkt是 (d, b) 协整, 记为Xt～CI (d, b) , 为协整向量。如果两个变量都是单整变量, 就只有当它们的单整阶数相同时才可能协整;两个以上变量如果具有不同的单整阶数, 则有可能经过线性组合构成低阶单整变量。协整的意义在于它揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。满足协整的经济变量之间不能相互分离太远, 一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置, 而在长期中它们将会自动恢复到均衡位置。

2.2.3 Granger关系检验

协整检验结果能说明变量之间是否存在长期的均衡关系, 但是这种关系是否构成因果关系则还需要进一步验证。Granger提出的因果关系检验就可以解决此类问题。其基本原理是:在做Y对其他变量 (包括自身的过去值) 的回归时, 如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测, 就可以认为X是Y的Granger原因。类似定义Y是X的Granger原因。检验方程如下:[8]

undefined (3)

其中ut为零均值非自相关随机误差项;α, β为系数。原假设为:H0:βj=0 (j=1, …n) , 意味着X不是Y的原因。若原假设成立则有:

undefined (4)

令 (3) 式的残差平方和为SSE1, (4) 式的残差平方和为SSE2, 则undefined应服从自由度为 (n, T-m-n-1) 的F分布, 其中T为样本总量;m, 分别为Y和X的滞后阶数, 可以根据赤池信息准则 (AIC) 来决定。

3实证结果

3.1 变量的平稳性检验

分别对各变量进行ADF检验 (本文所有的检验都用Eviews3. 1软件完成) , 检验结果见表1。

注: (1) c与k表示带有常数项和趋势项, n表示滞后阶数 (由赤池信息准则决定) 。 (2) 临界值是在5%显著性水平下得到的Mackinnon值。 (3) Δ表示差分算子。

平稳性检验显示LGDP、LFGDP、LFFDI与它们的一阶差分都是非平稳的过程, 而它们的二阶差分都是平稳过程。即LGDP、LFGDP、LFFDI都是I (2) 过程, 符合变量之间具有协整关系的同阶单整的前提条件。

3.2 变量的协整检验

根据Johansen的最大似然方法对LGDP、LFGDP、LFFDI之间的协整关系进行检验, 其中最优滞后期k的选择是根据非约束的VAR模型的AIC和SC准则而得到的。文将模型的最优滞后阶数取为2, 检验结果见表2。

从表2可以看出, 第一个似然统计量大于1%水平下的临界值, 因而第一个原假设被拒绝, 第二个原假设被接受, 说明中部五省服务业外商直接投资、GDP、服务业GDP三者之间仅存在两个协整关系, 即中部五省服务业外商直接投资与GDP之间存在一个长期稳定的关系, 服务业外商直接投资与服务业GDP之间也存在一个长期稳定的关系, 具体协整方程见 (5) 式和 (6) 式。

3.3 变量的因果关系检验

根据赤池信息准则确定各变量的滞后阶数为2, 对各变量的因果关系检验见表3。

从表3可以看出, LGDP不是LFFDI的Granger原因, 但LFFDI是LGDP的Granger原因, LFGDP是LFFDI的Granger原因, 即中部五省的服务业外商直接投资是地区经济增长的原因, 而中部五省的经济增长不是服务业外商直接投资的原因;服务业的经济增长吸引了服务业的外商直接投资, 这一点与中部五省的经济现状是相符合的。中部五省吸引服务业外商直接投资的最大原因是其庞大的潜在市场、优惠的政策。

4主要结论

本文对中部五省1998年～2006年服务业外商直接投资和经济增长进行协整检验, 并在此基础上进行了Granger因果关系检验来分析它们的关系, 得出以下几点结论:

①中部五省的服务业外商直接投资与经济增长之间具有较强的相关关系, 尽管各自的增长是非平稳的, 但它们之间存在一个长期稳定的均衡关系。从方程 (5) 和方程 (6) 的协整回归结果来看, 当期服务业外商直接投资变动一个百分点时, 从长期看就会带来0. 25个百分点的经济增长的同方向变动, 带来0. 56个百分点的服务业产出增长, 这说明外商直接投资直接从需求上刺激了GDP的增长。另外, 在滞后一期的服务业外商直接投资变动一个百分点, 从长期看可以带来0. 32个百分点的经济增长的同向变动, 这说明服务业外商直接投资的经济外溢作用需要一年的周期才能通过供给方刺激经济增长, 且这种作用比需求刺激作用要大。总体来说, 中部五省的服务业外商直接投资吸引得越多, 经济增长就越快。

②双变量的Granger因果关系分析表明, 中部五省的服务业外商直接投资与经济增长存在单向的关系, 即服务业外商直接投资是经济增长的原因, 而经济增长则不是服务业外商直接投资增长的原因。所以, 中部五省的服务业要进一步发展, 吸引外资是必不可少的, 但单纯经济总量增长不足以促进服务业外商直接投资的增加, 要进一步吸引服务业外商直接投资, 应该从制度建设着手, 注重改善服务投资的软硬环境。