欠发达地区对外开放与经济发展相关因素研究---以贵州对外贸易、FDI为例的实证分析-论文网

上述回归方程中的为随机扰动项，计算残差，并在Eviews中分别对其进行ADF检验，检验结果如表3所示。

表3各残差序列的ADF单位根检验结果

结果表明，各残差序列均接受原假设，即残差序列是非平稳序列。贵州1980-2009年GDP与出口、进口和进出口均不存在协整关系，也就是说，30年间贵州经济增长和出口、进口及进出口都不存在长期稳定的均衡关系。

（3）格兰杰因果检验

运用格兰杰因果检验时，所需数据必须是平稳的。鉴于本文在前面单位根检验时得出这些变量的一阶差分都是平稳序列，所以在此笔者将进口、出口及进出口的一阶差分值分别与贵州省的GDP进行格兰杰因果关系检验，检验结果如表4所示。

表4格兰杰因果检验结果

结果表明，贵州经济增长与进口、出口及总贸易额都不存在明显的格兰杰因果关系。造成这一检验结果的原因是贵州经济发展对对外贸易的依存度很低，说明经济增长与贵州对外贸易存在一定的相关关系，但对外贸易不是贵州经济发展的直接动因，反映出贵州产业结构、出口商品结构、加工水平落后，经济增长粗放、增长质量低，最终产品竞争力不强。显然，对外贸易对经济增长的贡献度很低，这正是制约贵州经济在未来竞争性发展的一个重要因素，是未来贵州经济发展战略决策必须给予充分重视的理由。另外从东、中、西三大区域来看，东部地区外贸依存度约为75%，中部地区和西部地区约为10%，2009年广东对外贸易依存度高达90%，而贵州省则仅为4.05%。与其他省份和地区相比较表明，贵州外向型的经济发展滞后，国际竞争力很弱，以至于贵州进出口对其经济增长的影响很微弱。

二、欠发达地区FDI对经济发展的影响

在开放经济环境下，欠发达地区的经济增长常出现“双缺口”制约，即储蓄缺口与外汇缺口。外商直接投资理论指出，FDI不仅可以解决欠发达地区资本需求问题，重要的是FDI所带来的一系列附带资源更是欠发达国家和地区所欠缺的。为了维持经济的持续增长，储蓄与外汇缺口必须保持平衡，而吸收外商直接投资恰好可以同时填补这两个缺口。

1.吸收外商直接投资的现状

这里仍以贵州为例。贵州是从1985年才开始利用FDI的，随着对外开放程度的提高，1992年贵州的FDI才达亿元。“十一五”期间，贵州加大了对外开放的力度，2008年突破10亿元。显然贵州FDI在GDP中所占的比重是较小的，随着贵州省GDP的稳步上升，其与FDI的差距也是越来越大。此时期，贵州经济增长主要靠国内基本建设投资拉动，而与竞争性产业相关的FDI却十分滞后，这也是构成贵州出口贡献率低的原因。

外资依存度是衡量对外开放的重要指标之一。利用外资可分为直接投资和间接投资。贵州与全国的外资依存度存在较大的差距。自1997到2000年，全国的外资依存度呈现下降的趋势，然而从1999到2002年，贵州的外资依存度呈现下降的趋势，存在一定的滞后性，这种下降的趋势主要可能是受到1998年亚洲金融危机的影响。从2003年贵州外资依存度缓慢回升，这可能是源于中国加入世贸组织的作用，且与全国的差距也有所缩小（见图3）。

图3贵州省GDP、FDI及外资依存度（单位：亿元，%）

2.实证分析

为了进一步分析欠发达地区的FDI对其GDP的影响，本文仍以贵州为例对FDI与GDP做相关性检验，结果显示贵州FDI与其经济增长有着很强的相关性（参见表5）。这是符合传统国际贸易相关理论的结论的，也就是说，贵州FDI对其经济发展起到了积极的促进作用。

表5贵州省FDI与GDP的相关性

为了进一步考察FDI与经济增长的关系和避免虚假回归，引入贵州近24年（1985-2008）的年度数据对贵州FDI与其经济增长关系进行实证分析。

（1）数据及相关变量的描述：采用1985-2008年的年度数据，以贵州国内生产总值为因变量，以外商直接投资为自变量，为避免时间序列经济数据中异方差的影响及考虑到变量的平稳性，本文对变量GDP、FDI均取对数，以LNGDP、LNFDI表示。

（2）协整分析

我们先对各个变量进行单位根检验，结果表明两变量的二阶差分序列是平稳序列。用Johansen协整检验对变量进行协整关系检验，检验各变量间是否存在长期的稳定的均衡关系，检验结果表明贵州FDI与经济增长不存在长期的均衡关系。

（3）格兰杰因果检验

尽管贵州FDI与经济增长有很强的相关性，但这并不代表两者之间存在必然的因果关系。鉴于本文在前面单位根检验时得出这两变量的二阶差分是平稳序列，所以在此将贵州FDI二阶差分与其GDP进行因果关系检验，检验结果如表6所示。

表6格兰杰因果检验结果

检验结果显示，贵州FDI不是经济增长的格兰杰原因，但是，在10%的显著性水平下，经济增长是FDI的格兰杰原因。

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