外商直接投资与江苏经济增长关系的实证分析

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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：F2071.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)o截至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，注册资木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2154&36亿元，比上年增长14.9%o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Z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肓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［1］［2］(1986)、卢卡斯(1988)等代表的新增长理论认为,通过产生外溢效应,FDT将加速先进科技水平和知识在世界范围内扩散。从批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FDT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”。［3］［4］Grossam(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。Borensztein等(1998)通过对69个发展中国家1970—1989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1987-1998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_］_//.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，技术溢出受人力资木限制，必须跨越人力资本门槛，才能获取技术溢出效应。国内对FDI与经济增长关系的研究主耍集中在: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。木文以江苏省为例，考察外商盲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.FD1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其于外商间接投资。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1988-2006年的年度数据，数据全部来自《江苏统计年鉴》(1989-2007年和关各期)。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］门GDP和1门FDI趋势图及ols分析采用EVIEWS6.0软件,对方程lnGDP=a+31nFDI+e进行olsM归分析。tt表1变量InGDP对InFDI最小二乘回归结果变量系数T统计量P值Q6.3434.0450.OOlnFDIO.6212.880.00调整拟和优度F检验量D-W检验怀特异方差检验0.90165.82(0.00)0.440.07(0.93)注：括号中为相应检验的伴随概率。从InGDP对InFDT做ols冋归分析结果(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DTV检验为0.44,模型存在自相关，可能存在伪回归。-2-//.paper,edu12108642088909294969800020406LNGDPLNFD1图1变量InGDP和InFDT趋势图从变量时间序列图1也可以看岀，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屮，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(AugmentedDickey-Fuller)检验，其检验的回归方程式为：？？Y二C+§t+丫Y+£??Y+£??Y+L+£??Y+£(*)tt-llt-12t-2pt-ptADF单位根检验假设为：H：丫=0OH：y<01其中，？?Y 为变量序列的一阶差分,C为常数项，5t是时间趋势项。e为随机误差参数，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:丫显著为0,则说明变量非平稳，是一阶单整过程即1(1)；否则,若Y显著异于0,则表明变量是一平稳的零阶单整1(0)过程。表2ADF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)I』GDP-2.02(C,0,2)-3.06不平稳-3.41??LnGDP(C,0,2)-3.07平稳InFDI-2.18(C,0,1)-3.04不平稳-3.99??lnFDT(C,0,2)-3.71平稳注:其中检验形式(C,T,K)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口噪声,？?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1(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；另一种是基于冋归系数的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來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ATC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011:有k个协整关系1LR检验统计量：k迹检验统计量：LR=??Tlog(l??X),Etrii=r+1最大特征值统计量：LR(rr+l)=??Tlog(l??X) =LR(rk)??LR(r+lk),maxr+1tr其中入是大小排的第i的特征值,T是观测期总数r二0,1,L,k-E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-l多个协整关系，共进行k次检验，备择假设不变。表3Johansen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0.7433.9425.8722.5819.39最多存在一个协整关系0.4911.3612.5211.3612.52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22.58>19.39,11.36<12.52。所以InGDP和InFDI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，冋归方程(*)的残差项?？£在5%置信水平下是平稳时间序列，并且在0值附近上下波动，因此协整关系是正确的，E|J：InGDP和InFDI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：外商育•接投资与江苏GDP存在长期均衡关系，外商宜接投资增加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,edu3.4因果关系检验协整检验结果表明外商直接投资与江苏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oGranger(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Z间存在协整,则变量Z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二9>〈>a+ay+L+ay+B x+L+Bx+et01t-lkt-klt??lkt??ktx=<>a+ax++ax+By++By+ut01t-lkt-klt??lkt??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:3=0=L=3012kH：至少有一个BHOli表5Granger因果检验结果F统计量P值结论原假设H：0InGDP不是InFDI的格兰杰原因拒绝H04.700.046InFDT不是InGDP的格兰杰原因拒绝H08.460.012由检验结果可以看出，在5%的显著性水平下，InGDP是InFDI的格兰杰原因，同时LFDI是InGDP的格兰杰原因，这说明InGDP和InFDI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InGDP由于InFDI有协整关系，两者之间有长期均衡关系：InGDP二6.34+0.625FDI。从长期看，江苏外商直接投资每变化一个百分点，则江苏国内牛产总值同向变化约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Yeol978年提出的误差纠正模型ECMoB+B13ECM模型为：？?y二B+B??x+(B??1)(y??x)+£(**)t01t2t??ltl??B2B+B13其屮y??x二y-ax是误差修正项，a度量了y与x的长期均衡关系，记为ecm,ttl??B2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二BB??x+入ecm+£t01tt??lt考虑模型：??lnGDP=P+B??lnFDI+入ccm+£(***)101tt??lt对模型(***)做0LS回归，得到如下结果:??InGDP=0.143+0.124??lnFDI-0.106??e(-1)(1)T检验=(6.685)(2.371)(-1.175)2调整R=0.29F检验二4.13(0.041)一5一//.paper,cdu类似可以得到：????lnFDI=-0.186+2.438??lnGDP+0. 043e(-1)(2)2(-0.963)(2.371)(0.102)2调整R二0.22F检验二3.12(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△InFDI与方程(2)中厶InGDP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FDT的1988〜2006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木存量，推动产业结构优化升级,提高了技术进步率，建立了新的牛产能力，吸纳了大量劳动力，促进了江苏经济发展。3、江苏省GDP与FD1相互影响的程度具有差异性，GDP对FDT的影响要人于FDT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B0T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。因此要增加对外投资，充分利用闲置外汇，提高外资利用效率。-6-//.paper,cdu参考文献[1]Romer.EndogcnousTechnologicalChange.JournalofPoliticalEconomy,1990,(98):71-102.[2]Lucas.OntheMechanicsofEconomicDevelopment.JournalofMonetaryEconomics,1988,(22):3-42.[3]GrossmcinandE.Helpman.TnnovationandGrowthinthGlobalEconomy.Cambridge：MITPress,1991.[4]Rivera-BatizandRomer.EconomicIntcrationandEndogenousGrowth.QuartcrlyJournailofEconomics,1991,(106):531-555.[5]Borensztein,E.CausesofDirectInvestmentAffectEconomicGrowth?JournalofInternationalEconomics:1998,(45):115-135.[6]沈坤荣，耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长一一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.1981-2000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.外商盲接投资、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.EmpiricalAnalysisoftheRelationbetweenForcignDirectInvestmentandJiangsuEconomyGrowthJiaoJiandongNanjingUniversity,SchoolofBusiness,Nanjing(210093)AbstractAnalysistherelationshipbetweenforeigndirectinvestmentandJiangsueconomygrowthwithcointegrationandGrangerexamination,theresultindicates:JiangsueconomygrowthandFDIhavelong-termequilibriumrelationship,andalsotheinteractioniscausallink,blitthedegreeofthetwoaredifference.Finally,itgivessomepolicyrecommendationsonthebasisofanalysis.Keywords：ForeignDirectInvestment；JiangsuEconomyGrowth；CointegrationTest；GrangerExamination.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-