外商直接投资对辽宁沿海经济带发展的正负效应实证分析
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摘要：通过对外商直接投资对辽宁沿海经济带的国内生产总值、国际贸易、人力资本存量以及国内投资等方面作用的实证分析，得知随着外商直接投资的增加，一方面该地区短期内的国内生产总值、国际贸易、国内投资等均得到不同水平的拉动作用，长期内这种拉动作用有所减弱；另一方面该地区的通过就业人数侧度的人力资本存量却随之减少，说明外商直接投资将会对就业产生负效应。
关键词：外商直接投资 辽宁沿海经济带 正负效应
中图分类号：F74文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）30-0191-02
国际直接投资迅猛增长，跨国公司已成为世界经济发展的主角以及中国经济发展过程中最具活力和潜力的增长点，但由于辽宁沿海经济带长期以来的政策、地域、观念等缺陷，一直以来引资情况不容乐观，与东南沿海等地差距显著，虽然今年来各城市在引资数量上呈现上升势头，但其促进经济发展的整体作用有限，因此系统分析辽宁沿海经济带外商直接投资的正负效应可以为找到更好的引资策略提供政策依据，具有十分重要的意义[1]。
一、样本数据处理
鉴于部分城市（如丹东、锦州等）2010年数据的不同渠道的明显误差，选择1996―2010年辽宁沿海经济带的实际利用的外商直接投资、全社会固定资产投资、国内投资、人民币与美元的当年汇率、国内生产总值、国际贸易额、人力资本存量的数据作为样本进行分析，分别用KI（单位：亿美元）、KF（单位：亿元）、KD（单位：亿元）、R、GDP（单位：亿元）、T（单位：以美元）、L（单位：万人）来表示。
首先，为了各个变量的单位统一，利用各年公布的外汇牌价将各变量折算成单位为亿元的变量，用KII、TT表示成亿元为单位的变量；其中，模糊的将全社会固定资产投资总额认定为国内投资和实际利用外资额之和，因此外商直接投资额为实际利用外资额，而国内投资也可轻松得出，即KD= KF-KII。辽宁沿海经济带的国际贸易总额为各地区进口和出口额总和，用TT来表示；另外，由于目前人力资本存量的度量方法有很多种，主要有受教育年限法、劳动力报酬法、学历指数法、技术等技法以及教育经费法等，鉴于资料获取的困难，暂时用辽宁沿海经济带各地区年末从业人员数量来代替人力资本量，这样可以简化核算的难度；其次，由于对数据取对数不会改变变量间平稳关系，又能消除样本数据的异方差性，因此对数据进行对数化处理。LKII、LGDP、LTt、LKd、LL分别代表辽宁沿海经济带外商直接投资、国内生产总值、国际贸易额、国内投资、人力资本的对数值。以下所有计量分析，均采用Eviews5.0计量软件进行。
1.相关系数检验。通过Eviews软件可求得LKII分别与LGDP、LKD、LTT、LL之间的相关系数矩阵，可初步确定LKii与上述各项指标的关系[2]。
由该结果可知，LKii与LGDP、Ltt、LKd、LL的相关系数分别为0.955442、0.915638、0.923408，说明实际利用外资分别与国内生产总值、贸易额、国内投资呈正向高度相关关系，即随着吸引FDI值得增加，辽宁沿海经济带的国内生产总值、贸易额和国内投资都有所增加。但LKII与LL的相关系数为负，说明就业人数并未随着吸引外资数的增加而增加，而实际引资与国内生产总值、贸易额和国内投资的正向关系还需进一步通过回归分析来说明。
2.平稳性检验。对时间序列数据平稳性检验，又称单位根检验，采用的方法是对时间序列进行差分，然后对差分序列进行回归，采用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法进行平稳性检验 [3]。要首先确定三个项，即有无常数项，有无趋势项和有几个滞后差分项，分别对LKII、LGDP、LTT、LKD分别进行单位根检验。各序列的单位根检验结果整理（见表2）：
由表2可知，LKII、LGDP、LKD、LTT以及LL水平序列均为不平稳序列，但经过差分处理之后，都变成了平稳序列，其中LKII为一阶单整序列、LKII、LGDP、LKD、LTT分别为2阶单整序列，因此要进行外商直接投资分别与国内生产总值、国内投资、国际贸易额以及就业的关系分析可以进行协整检验，因其符合协整分析的前提条件。
3.协整检验。主要考察外商直接投资与国内生产总值、国内投资、国际贸易额以及就业等四个因素的影响，因此在进行完平稳性检验后，就要进行外商直接投资与国内生产总值、外商直接投资与国内投资、外商直接投资与国际贸易额以及外商直接投资与就业之间是否具有长期协整关系，即考察外商直接投资是否会带来上述四个因素的增加或减少，以及这种影响是否在长期起作用。在文中分别对LKII与LGDP, LKII与LKD, LKII与LTT以及LKII与 LL进行协整性分析。
首先对LKII与LGDP进行协整性检验：第一步先对变量进行OLS回归，估计Lgdp对LKii的回归方程，协整回归模型如下：LGDP=2.068777+1.122458*LKii （R2 =0.906168），通过较高的可决系数可知，模型拟和效果较好 [4]。第二步检验残差序列是否平稳，对协整回归方程估计残差序列resid01进行ADF检验[5]，由检验结果可知残差序列Resid01的ADF检验统计量值为-2.679691，虽小于5%、10%显著性水平下的检验值，但大于1%水平值，故说明此残差序列不是平稳序列，说明虽然LGDP随着LKII的增加而增加，但二者之间并不具有协整关系，说明外商直接投资与辽宁沿海经济带经济增长之间不具有长期稳定的均衡关系。
同理对LKii与LKd，LKii和Ltt以及LKii和LL进行协整检验分析，得出外商直接投资虽能拉动国内投资，但不具有长期稳定的均衡关系；外商直接投资会减少就业，且与就业呈现长期稳定的均衡关系以及国际贸易额随着外商直接投资的增加而增加，且二者呈现长期稳定的正向均衡关系等结论。
三、结论
通过上述实证分析，选取国内生产总值、国内投资、贸易额以及就业等相关指标作为沿海经济带经济发展的指标，考察外商直接投资与这些指标的关系，从而总结出外商直接投资对辽宁沿海经济带的效应结果如下：（1）外商直接投资的流入促进了资本的形成，直接转变为新的生产力，加快了该地区的经济增长;（2）外商直接投资增加了辽宁沿海经济带的进出口额，提高了出口商品的附加值;（3）外商直接投资的流入带动了上下游相关行业的发展，促进了沿海经济带国内投资的增长；（4）负效应主要体现在外商直接投资并没有带来创造就业数量，提高就业质量这一预期作用，而要促进拉动就业效应的实现则需今后长时期的努力。
因此,从总体上看,外商直接投资对辽宁沿海经济带带来的正效应远远大于其负效应，应积极优化对外资的吸引，使其正效应逐渐辐射，变负效应为正效应，以达到沿海经济拉动内地经济增长的作用。
参考文献：
[1]聂汝嫣.FDI对中国经济的影响及次贷危机下中国的选择[J].现代商业,2009,(8).
[2]毛广雄.外商直接投资对上海经济增长影响的实证研究[J].安徽农业科学,2006,(24).
[3]姚波.中国区域经济差异的实证分析[J].统计研究,2005,(8).
[4]藤家国.外商对华直接投资研究[M].武汉:武汉大学出版社,2001.
[5]尹征杰.辽宁省FDI的经济增长效应实证分析[J].大连海事大学学报,2007,(2).