1、外商直接投资与江苏经济增长关系的实证分析外商直接投资与江苏经济增长关系的实证分析 摘 要：本文运用协整检验和格兰杰因果关系检验对外商直接投资与江苏经济增长之间的关系进行实证分析 ,结果表明:江苏经济增长与 FDI 具有长期均衡关系以及良性互动的因果关联性，但是二者相互间影响程度存在显著差异。最后在实证基础上提出相关政策建议。 关键词：外商直接投资；江苏经济增长；协整检验；格兰杰检验 中图分类号：F207 1. 引言 江苏是全国开放型经济发展卓有成效的省份之一，90 年代以来，伴随经济全球化进程加快，江苏经济发展与世界经济的融合程度迅速提高，经济的持续增长吸引了大量外商直接投资（FDI） 。截至
2、 2006 年底,江苏省累计有各种形式的外资企业 36463 家,投资总额 3242.6 亿美元，注册资本 1653.6 亿美元。2006 年全年实际利用外资额 174.3 亿美元,增长 32.3%，新增工商注册外资企业 6541 家，新增工商注册协议外资 387.8 亿美元，利用外资水平和质量大大提高。与此同时,江苏经济保持稳定较快增长，全年实现地区生产总值 21548.36 亿元，比上年增长 14.9%。 实际利用外资，已成为支持江苏经济增长、促进竞争力提升的重要因素。正确认识与评价利用外资对经济增长的推动作用,对于提高利用外资的规模和质量水平,促进江苏经济可持续发展具有十分重要的意义。江
3、苏外商直接投资与经济增长之间的关系究竟是怎样的?是外商直接投资引致经济增长还是经济增长引致外商直接投资的增长,二者具有怎样的因果关系?为了说明这两个变量之间的关系,本文在采用单整与协整、Granger 因果关系检验模型检验外商直接投资与江苏增长的长期稳定关系，并通过误差修正模型检验外商直接投资与经济增长时间序列在短期相互之间均衡关系。 2. 文献回顾 发展中国家实现技术进步主要有两种途径:一是本国的自主研发 ,二是由于与发达国家存在技术差距,通过技术引进或吸引外资直接投资获取技术外溢,利用后发优势,加速经济发展。国内外学者对 FDI 与东道国经济增长的关系进行了理论研究和大量的实证分析。以罗默
4、12(1986)、卢卡斯(1988)等代表的新增长理论认为,通过产生外溢效应,FDI 将加速先进科技水平和知识在世界范围内扩散。从世界总体资源使用效率来看,生产从发达国家向发展中国家转移,节约发达国家大量资源,有利于新产品的研发活动。对东道国而言,大量 FDI 的流入对经济增长的影响不仅仅局限于资本积累弥补储蓄缺口和外汇缺口的作用,通过学习和吸收发达国家的先进技术,发展中国家经济存在利用后发优势,形成“赶超效应” 。34Grossam(1991),Rivera-Batiz(1991)等借助于内生增长理论的建模思路,研究了如何通过技5术外溢效应影响国内技术进步,从而作用于经济的长期增长。Bore
5、nsztein 等(1998)通过对 69 个发展中国家 19701989 年的数据进行分析,认为外商直接投资的技术外溢导致了东道国经济的增长。 6国内也对 FDI 与我国经济增长关系做了大量的实证分析。沈坤荣、耿强(2001)运用 19871998 年数据通过建模进行实证分析发现,FDI对国内资存量、劳动投入量和经济增长起- 1 - /.paper.edu 7到积极的促进作用。何晓琦(2005)认为,外商直接投资对我国经济增长并没有显著性影响。8王志鹏、李子奈(2004)认为,FDI 本身对经济增长有促进作用,但影响并不显著,技术溢出受人力资本限制,必须跨越人力资本门槛,才能获取技术溢出效应
6、。 国内对 FDI 与经济增长关系的研究主要集中在:外商直接投资的技术外溢效应，外商直接投资对经济增长机制的综述研究，以及通过简单的线性分析,从总量上考察 FDI 与经济增长之间的因果关系。很多简单的计量经济模型结论过于笼统,不同的检验方法得出的结果也不尽9相同,甚至缺乏解释力。本文以江苏省为例, 考察外商直接投资与江苏经济增长之间的关系,即两者之间的因果关系。 3. FDI 与江苏经济增长之间关系的经验检验 江苏省历年外商直接投资所占引资比重高达 90%以上，FDI 对经济发展的影响远甚于外商间接投资。国内生产总值是一个涵盖意义宽广的综合经济指标，也是反映经济增长的重要指标。因此，本研究选取
7、以下变量,GDP:江苏省国内生产总值，FDI:江苏省实际利用外资额。 样本数据为 19882006 年的年度数据，数据全部来自江苏统计年鉴 （1989-2007 年相关各期） 。对上述变量时间序列数据分别取自然对数以减少异方差的影响。 3.1 变量 lnGDP 和 lnFDI 趋势图及ols 分析 采用 EVIEWS6.0 软件，对方程 lnGDP=+lnFDI+ 进行 ols 回归分析。 tt 表 1 变量 lnGDP 对 lnFDI 最小二乘回归结果 变量 系数 T 统计量 P 值 6.3434.0450.00lnFDI0.62 12.88 0.00 调整拟和优度 F 检验量 D-W检验
8、怀特异方差检验 0.90 165.82（0.00）0.44 0.07（0.93） 注：括号中为相应检验的伴随概率。 从 lnGDP 对 lnFDI 做 ols 回归分析结果（表 1）可以看出，模型拟和较好，方程和变量都通过显著性检验，怀特检验显示不存在异方差。但 D-W 检验为 0.44，模型存在自相关，可能存在伪回归。- 2 - /.paper.edu 12108642088909294969800020406LNGDPLNFDI 图 1 变量lnGDP 和 lnFDI 趋势图 从变量时间序列图 1 也可以看出，两个序列都是带有趋势的非平稳序列，存在明显的某种均衡关系。因此，需要对变量进行单
9、位根、协整检验，以便消除伪回归。 3.2 变量的平稳性检验 在现实经济中,大多数的经济变量时间序列都是非平稳的,在回归分析中可能导致伪回归现象,从而回归结果无效。因此对变量进行协整分析之前,首先必须进行时间序列的单位根检验,考察序列是否平稳。只有变量在一阶单整的条件下,才能进行协整分析。常用的检验方法是 ADF (Augmented Dickey-Fuller)检验,其检验的回归方程式为: ?Y=C+t+Y+?Y+?Y+L+?Y+ （*） tt-11t-12t-2pt-ptADF 单位根检验假设为： H：=0 0H：0 1 其中,?Y 为变量序列的一阶差分,C 为常数项,t 是时间趋势项。 为
10、随机误差参数，滞后阶tt 数根据 AIC 和 SC 准则确定,加入滞后项是为了消除变量自相关的影响。若检验结果表明: 显著为 0,则说明变量非平稳，是一阶单整过程即 I(1)；否则,若 显著异于 0,则表明变量是一平稳的零阶单整 I(0)过程。 表 2 ADF 单位根检验 变量 ADF 检验检验形式 5%临界值结论 统计量 （C，T，K）LnGDP -2.02 （C，0，2）-3.06 不平稳 -3.41 ?LnGDP （C，0，2）-3.07 平稳 lnFDI -2.18 （C，0，1）-3.04 不平稳 -3.99 ?lnFDI （C，0，2）-3.71 平稳 注:其中检验形式(C,T,K
11、)分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势项和滞后阶数,加入滞后项是为了使残差项成为白噪声,?表示差分算子。 数据显示,所有变量的水平序列都是非平稳的,它们的一阶差分是平稳的,即都是一界单10整 I(1)序列,可以对两个变量之间的长期关系进行下一步协整检验。 3.3 协整检验 当各变量是非平稳序列,但各变量都是一阶差分平稳的,如果它们的线性组合是平稳的, - 3 -/.paper.edu 则这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系,则它们之间存在协整关系。对于协整检验,主要有两种方法:一种是基于回归残差的EG(Engle Granger, 1987)两步法协整检验；另一种是基于回归系数的
12、Johansen(1988)检验,Johansen 和 Juselius(1990)提出了一种在 VAR 系统下用极大似然估计来检验多变量间协整关系的方法,即 Johansen 协整检验。由于这里仅涉及两个变量, 我们决定采用前一种方法进行分析。在运用 Johansen 协整分析方法来检验变量之间是否存在协整关系之前,必须确定模型的最优滞后期。通常采用 AIC 和 SC 准则来确定最佳滞后期。再对方程中是否含有常数项和时间趋势进行验证,最后检验变量之间是否存在协整关系。协整似然比检验假设为: H: 至多有 r 个协整关系 0H: 有 k 个协整关系 1LR 检验统计量: k 迹检验统计量：LR
13、=?Tlog(1?)， trii=r+1 最大特征值统计量：LR(rr+1)=?Tlog(1?)=LR(rk)?LR(r+1k)， maxr+1tr 其中 是大小排的第 i 的特征值,T 是观测期总数 r=0，1，L，k-1。这不是独立的一个检验,i 而是对应于r 的不同取值的一系列检验。从检验不存在任何协整关系的零假设开始,然后是最多一个协整关系,直到最 k-1 多个协整关系,共进行 k 次检验,备择假设不变。 表 3 Johansen 协整检验结果 特征根迹检验 最大特征值检验 原假设 H： 0 迹统计 5%临界统计量 5%临界量 值 值 没有协整关系 0.74 33.94 25.87 2
14、2.58 19.39 最多存在一个协整关系 0.49 11.36 12.52 11.36 12.52 以检验水平0.05 判断，迹检验统计量检验 有 33.94 25.87, 11.36 12.52；最大特征值统计量检验有 22.5819.39，11.3612.52。所以 lnGDP 和 lnFDI序列存在一个协整关系。下面对回归方程（*）残差项进行单位根检验： 表 4 残差项 ADF 单位根检验 变量 ADF 检验检验形式 5%临界值结论统计量 （C，T，K）-3.87 （0，0，0）-1.96 平稳? 检验结果显示，回归方程（*）的残差项? 在 5%置信水平下是平稳时间序列，并且在 0 值
15、附近上下波动,因此协整关系是正确的，即：lnGDP 和 lnFDI 序列存在平稳线形组合：LNGDP = 6.34 + 0.62*LNFDI，该组合不具有随机趋势。估计结果表明:外商直接投资与江苏 GDP 存在长期均衡关系,外商直接投资增加 1%,GDP 增加 0.62%,外商直接投资对江苏经济增长有较强的拉动作用。外商直接投资一方面直接增大江苏的资本存量;另一方面通过技术外溢效应向外扩散先进的技术水平,将有利于流入地的人力资本的提高,技术升级和经营管理的改善。因此会对江苏的经济增长产生积极的促进作用。 - 4 -/.paper.edu 3.4 因果关系检验 协整检验结果表明外商直接投资与江苏
16、经济增长之间存在长期均衡关系。但是这种均衡关系是否构成因果关系,需要进行 Granger 因果关系检验。Granger(1988)指出,因果关系检验只有在两个变量存在协整关系的条件下才是有效的,如果变量之间存在协整,则变量之间至少存在一个方向上的格兰杰因果关系。 计算如下的双回归模型: y=9a+ax+ax+y+y+u t01t-1kt-k1t?1kt?kt 检验的原假设是序列 X(Y)不是序列 Y(X)的格兰杰原因, 即 H:=L= 012kH：至少有一个 01i 表 5 Granger 因果检验结果 F 统计量 P 值 结论 原假设 H： 0lnGDP 不是 lnFDI 的格兰杰原因拒绝
17、H 0 4.70 0.046 lnFDI 不是 lnGDP 的格兰杰原因拒绝 H 0 8.46 0.012 由检验结果可以看出 ,在 5%的显著性水平下, lnGDP 是 lnFDI 的格兰杰原因，同时 LFDI 是 lnGDP 的格兰杰原因，这说明lnGDP 和 lnFDI 存在因果关联性及互动关系。 3.5 误差纠正模型（ECM） 由以上分析可知 lnGDP 由于 lnFDI 有协整关系，两者之间有长期均衡关系：lnGDP = 6.34 + 0.62LnFDI。从长期看，江苏外商直接投资每变化一个百分点，则江苏国内生产总值同向变化约 0.62 个百分点。当然在短期内也许会失衡，若把误差项看
18、作“均衡误差” ，利用这个误差项可以把 GDP 的短期行为与长期值联系起来，这里采用 Dvidson、Hendry、Srba 和 Yeo1978 年提出的误差纠正模型 ECM。 +13ECM 模型为：?y=+?x+(?1)(y?x)+ （*） t01t2t?1t1?2+13 其中 y?x=y-x 是误差修正项， 度量了 y 与 x 的长期均衡关系，记为 ecm，tt1?2 误差修正项 ecm 的系数反映了长期均衡的调节效应。ECM 模型解释了因变量 y 的短期波动 t?y 是如何被决定的，一方面它受自变量短期波动?x 的影响，另一方面，取决于 ecm. tt 等式（*）可简记为：?y=+?x+
19、ecm+ t01tt?1t 考虑模型：?lnGDP=+?lnFDI+ecm+ （*） t01tt?1t 对模型（*）做 OLS 回归，得到如下结果： ?lnGDP = 0.143 + 0.124?lnFDI - 0.106?(-1) （1） T 检验=（6.685） （2.371） （-1.175） 2 调整 R=0.29 F 检验=4.13（0.041） - 5 -/.paper.edu 类似可以得到： ?lnFDI= -0.186 + 2.438?lnGDP + 0.043(-1) （2） T=（-0.963） （2.371） （0.102） 2 调整 R=0.22 F 检验 = 3.12
20、（0.078） 2 回归方程（1）与（2）F 检验都比较显著，但模型调整 R 比较低，且?(-1)系数都无法通过显著性检验，说明两个时间序列变量在短期波动中偏离长期均衡的回调力度不显著。方程（1）中lnFDI 与方程（2）中lnGDP 的系数均大于 0，可以说明 GDP 的短期变化与FDI 的短期变化存在良性互动,由一阶差分项系数知：短期内 FDI 每增长1%，GDP 增长 0.124%；而 GDP 每增长 1%，FDI 增长 2.438%，可见江苏 GDP 短期变化对 FDI 的影响要远大于 FDI 短期变化对 GDP 的影响。 4. 结论与评价 1、江苏省 GDP 与 FDI 的 1988
21、2006 年时间序列数据非平稳，但二者存在长期均衡关系。 2、江苏省 GDP 与 FDI 存在良性互动，一方面，江苏经济增长吸引了大量外资进入；另一方面 FDI 的进入增加江苏的资本存量, 推动产业结构优化升级,提高了技术进步率，建立了新的生产能力,吸纳了大量劳动力，促进了江苏经济发展。 3、江苏省 GDP 与 FDI 相互影响的程度具有差异性，GDP 对 FDI 的影响要大于 FDI 对 GDP 的影响。这可能有两种原因：一是 FDI 引进的滞后效应，就是说 FDI 的投资效果有一个滞后期，但 GDP 的快速增长短期内能大大吸引外资的进入。二是 FDI 的利用效果不佳，短期内对经济增长推动力
22、不大，高速引资过程中存在较多经济泡沫，有“被外资利用”之嫌。 5. 政策建议 1、进一步改善投资环境以长期吸引外资 一方面要加强基础设施建设改善硬环境以“筑巢” ，可以 BOT 方式吸引外商从事基础项目建设解决基础设施建设资金短缺问题。另一方面还要创造软环境以“暖巢” ，加快政府职能转变，提高行政服务质量，同时要注重政策的长期性、连续性与稳定性。 2、要解决利用外资的结构性矛盾 随着外资数量和规模的扩大，江苏利用外资的结构性问题开始凸显。2006年江苏外资 90以上集中在苏南，且 79集中在制造业，农业实际利用外资仅1.08 亿美元，服务业实际利用外资只占全省 20%。而 20 世纪 90 年
23、代末以来国际直接投资 60%以上都集中在第三产业，可见江苏外商直接投资在三次产业间的非均衡分布与国际产业结构演进趋势不相吻合，因此今后要把外资作为产业结构调整、工业结构提升的主要杠杆。 3、要增强外资的产业引致效应和技术溢出效应，提高外资利用效率 引导跨国公司不仅向单独的企业投资，而要对一个产业上、中、下游各个阶段的产品或关联企业进行横向产业链式投资，或对生产、流通、销售和售后服务各个环节进行纵向或系统化投资，加强产业整合，发挥产业集聚和技术溢出效应。再者，2006 年江苏向国外投资只有 3.32 亿美元，不及吸引外资的零头，这直接带来国际资本收支不平衡，内资国际增值能力下降。因此要增加对外投
24、资，充分利用闲置外汇，提高外资利用效率。 - 6 -/.paper.edu 参考文献 1 Romer. Endogenous Technological Change. Journal of Political Economy, 1990, (98): 71-102. 2 Lucas. On the Mechanics of Economic Development. Journal of Monetary Economics,1988, (22):3-42. 3 Grossman and E. Helpman. Innovation and Growth in th Global Econo
25、my. Cambridge：MIT Press，1991. 4 Rivera-Batiz and Romer.Economic Interation and Endogenous Growth. Quarterly Journal of Economics, 1991,(106):531-555. 5 Borensztein, E. Causes of Direct Investment Affect Economic Growth ? Journal of International Economics: 1998,(45):115-135. 6 沈坤荣，耿强 .外国直接投资、技术外溢与内生
26、经济增长中国数据的计量检验与实证分析J.中国社会科学，2001（5. 7 何晓琦.19812000 年外商直接投资与出口对福建省经济增长影响的实证分析J.数理统计与管理，2005（4. 8 王志鹏,李子奈.外商直接投资、外溢效应与内生经济增长J.世界经济文汇，2004（03. 9 王艳丽, 刘传哲.外商直接投资与我国经济增长问题研究综述J.中国矿业大学学报, 2005(4). 10 易丹辉.数据分析与 EVIEWS 应用M.北京: 中国人民大学出版社,2002. Empirical Analysis of the Relation between Foreign Direct Investme
27、nt and Jiangsu Economy Growth Jiao Jiandong Nanjing University，School of Business，Nanjing （210093） Abstract Analysis the relationship between foreign direct investment and Jiangsu economy growth with cointegration and Granger examination,the result indicates: Jiangsu economy growth and FDI have long
28、-term equilibrium relationship，and also the interaction is causal link, but the degree of the two are difference. Finally, it gives some policy recommendations on the basis of analysis. Keywords：Foreign Direct Investment；Jiangsu Economy Growth；Cointegration Test；Granger Examination. 作者简介：焦建东，南京大学商学院研究生，研究方向：数量经济学。 - 7 -
