外商直接投资与区域经济增长的关系研究

摘要：利用协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解等主流计量方法，对中部地区的外商直接投资与经济增长之间的关系进行检验，结果表明两者之间存在长期稳定的均衡关系，但两者之间的相互影响程度和短期动态关系却存在差异。

关 键 词：外商直接投资；区域经济增长；中部地区；实证检验

中图分类号：Ｆ830．59 文献标识码：Ａ 文章编号：1005-0892(2007)06－０092－０5

一、引言

外商直接投资是否促进区域经济增长一直是经济学界争论的焦点。在理论上，众多研究从发展经济学（“双缺口”理论）、内生经济（Romer，1986；Ethier，1982）和外部驱动（Lucas，1988）等视角论证了外商直接投资可以促进经济增长。在内生经济增长理论的基础上，有的研究探究了外商直接投资影响经济增长的途径和方式，认为外商直接投资主要通过外资企业的技术、管理和营销等方面的知识溢出效应，迫使国内企业增加R＆D投入（Chen，1995）、增加资本品种和存量（Mello，1997）以及外商直接投资产生的跨国间技术外溢等（Walz，1997）途径来促进东道国的经济增长。进一步地，有些研究解释了外商直接投资促进经济增长的实现条件，认为外商直接投资对东道国的经济增长要受到某些国际渠道（Barro等，1995），以及东道国人力资本状况、贸易条件、金融自由化程度（Balasubramanyan，1996；Stoker，1999；[1]Husain，2000；Groppand，2000；Zhang，2001）、储蓄率和人口增长率（Satya and Paul，2004；[2]Congtruong，2004）等条件的约束。但是，有些理论研究得到相反的结论，认为发展中国家外商直接投资与经济增长存在着负相关关系（Saltz，1998），[3]理由是利用优惠政策吸引外资会阻碍国内投资，当外资企业与国内企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长（Easterly，1993）。

许多实证研究（Blomstron，1994；Stoker，1999；Mina，2004；lute，2004；Smarzynska，2004；[4]Javorcik，2004）试图用OLS方法考察外商直接投资与经济增长之间的关系，研究结果表明外商直接投资对经济增长有较大的影响。然而他们的研究受到了一些质疑，由于采用横截面数据进行OLS回归，只能表明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（Baliamoune，2004；[5]Elmaubzini等，2005[6]）。面板和跨国研究发现，外商直接投资与经济增长不相关，外商直接投资不能解释经济增长（Borensztein，1998；Samir，2005；Saddi，2005），甚至会对发展中国家的经济增长产生消极的影响（Saltz，1998；Benson等，2004；[7]Durham，2004）；相反，一国总体的人力资本、技术能力和发达的金融市场对经济增长有重要的意义（Alfaro等，2004；[8]Chanada，2004；Saddi，2005）。然而也有学者认为，由于选取跨国截面数据没有考虑到不同国家的异质性，即各国具有不同的经济结构和生产技术等，这些国家层面的面板估计可能会导致虚假的结论（Beata等，2004；[9]Khaled，2005）。针对发展中国家，萧政等（2002）、Gregorio和Lee（2005）运用时间序列及动态异类板面方法估计外商直接投资与经济增长的长期关系，结果发现大多数样本国家的外商直接投资能很好地解释经济增长。他们的实证结果与外商直接投资无关论（Saddi，2005；Samir，2005）以及外商直接投资与经济增长负相关的研究结果截然不同。

对中国的外商直接投资与经济增长关系的实证研究有着不同的结论。一些研究肯定外商直接投资的作用，认为外商直接投资是经济增长的原因，但其经济效应要受经济技术水平、政策因素、企业间竞争和市场化改革等因素的影响（王成岐等，2002），[10]并认为东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率的差异，大约有90%是由外商直接投资引起的（魏后凯，2002），以及外商直接投资较高的省份有着较快的技术升级和较快的经济增长（Xiao wentian等，2004）。[11]也有一些研究认为经济增长与外商直接投资之间存在着双向的因果关系，并指出稳定可靠的组织机构和城市化的发展在吸引外资方面也有重要作用，它们是促进经济增长的重要因素（Shan等，1999；萧政等，2002）。然而，有的研究表明，国内投资仍然是中国经济增长的主要推动力，外商直接投资与中国经济增长之间不存在长期稳定关系；相反，国内投资的区域差距，特别是在投资效率上的显著差别，是造成区域经济差距长期存在的主要因素（李静萍，2001；尹希果等，2003；[12]胡宗义等，2004[13]）。

由此可见，学术界对外商直接投资是否促进了区域经济增长并未取得共识。在当前中国经济发展中，促进中部崛起是协调区域发展、落实科学发展观的重大战略，而值得关注的一个重要问题是外商直接投资在中部崛起的作用。运用主流计量方法对中部地区的外商直接投资与区域经济增长关系进行实证检验，可以考察外商直接投资对中部地区经济增长是否具有促进效应。因此，本文将利用ADF检验、Johansen检验、Granger检验、脉冲响应函数和方差分解分析，对中部地区的FDI与经济增长关系进行实证研究。

二、数据与检验模型

1．数据说明

本文以中部地区的国内生产总值（GDP）来反映中部地区的经济增长，其数据来自中部地区各省（山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南）的国内生产总值加总；然后用商品零售价格指数把GDP换算为以1978年不变价格计算的值。本文以中部地区实际利用的外商直接投资来反映中部地区的外商直接投资（FDI），其数据来自中部地区各省实际利用的外商直接投资加总；FDI用当年美元平均汇率换算为以人民币为单位的值，然后用商品零售价格指数把其换算为以1978年不变价格计算的值。为消除异方差，取各变量的自然对数消除变化趋势，两变量用LGDP与LFDI表示。

本文选取的数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》以及中经网。其中，1983~2004年的GDP与FDI来自《中国统计年鉴》相关年度，2005年度的GDP与FDI来自各省的2006年度统计公报；商品零售价格指数来源于中经网；当年美元平均汇率来源于《中国金融年鉴》相关年度。我们选取1983年到2005年的年度数据为样本区间。

2．检验模型

由于本文各变量的时间序列具有非平稳性，因此我们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。在协整检验的基础上，我们可以进行Granger因果关系检验。Granger指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的（张晓峒，2000）。[14]

（1）平稳性检验

若时间序列yt存在如下现实：yt=c+?琢yt-1+ut，其中c为常数，ut为零均值非自相关随机误差项。如?琢

?驻yt=c+?籽yt-1+ut-1

其中?籽=?琢-1，若?籽拒绝零假设，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?籽的系数除以它的标准误差，得到DF的?子的统计量。如果?籽超过DF的临界值，即拒绝所给时间序列是非平稳的假设；反之，则时间序列是非平稳的。当DF检验要包含足够的滞后项以使其误差项是序列上独立的，则称为ADF检验（Augmented Dickey-Fuller Test）。如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过d次差分，则该序列被称为d阶单整，记为I（d）。

（2）协整关系检验

如果序列X1t，X2，…，Xkt都是d阶单整，存在一个向量?琢=（?琢1，?琢2，…，?琢k）,使得Zt=?琢Xt’~I（d，b），其中b>0，Xt=（X1t，X2t，…，Xkt），则认为序列X1t，X2t，…，Xkt是（d，b）协整（Cointegration），记为Xt~CI（d，b），?琢为协整向量。如果两个变量都是单整变量，只有当他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，有可能经过线性组合构成低阶单整变量。协整的意义在于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，在长期中会自动恢复到均衡位置。

（3）Granger关系检验

协整检验结果告诉我们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还需要进一步验证。Granger提出的因果关系检验可以解决此类问题，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，我们就认为X是Y的Granger原因，类似定义Y是X的Granger原因。检验X不是引起Y变化的原因对下列两个回归模型进行估计：

无限制条件回归 Y＝∑?琢iYt-i+?茁iXt-i+ut （其中 i=1,２,…,n）

有限制条件回归 Y＝∑?琢iYt-i+ut（其中 i=1,２,…,n）

然后用各回归的残差平方和计算F统计值，检验系数?茁1，?茁2，...，?茁n是否同时显著地不为零。如果是这样，我们就拒绝“X不是引起Y变化的原因”原假设。

本文所使用的计量软件为Eviews5.0。

三、实证检验与解释

1．单位根检验

我们运用ADF检验法，分别对变量LGDP和LFDI进行单位根检验，检验结果如表1。

注：①检验形式是否保留截距和趋势项是根据从一般模型中得到的截距和趋势项的t统计值是否显著而确定的；其中c表示含截距和趋势项，t表示含趋势项，p为滞后阶数；滞后阶数根据AIC信息准则确定。②ADF采用麦金农（Mackinnon）值。③?驻、?驻2分别表示变量序列的一阶、二阶差分。

由上表的单位根检验结果中可以看出，在5%的显著水平下，LGDP和LFDI原序列的ADF绝对值均小于5%临界值的绝对值，表明LGDP和LFDI的原序列均存在着单位根，这些序列都是非平稳的。同样，对于它们的一阶差分而言，ADF绝对值均小于5%临界值的绝对值，表明LGDP和LFDI的一阶差分序列均存在着单位根，这些序列也都是非平稳的。但是对于它们的二阶差分而言，ADF绝对值均大于5%临界值的绝对值，表明LGDP和LFDI的二阶差分序列不存在着单位根。因此时间序列LGDP和LFDI都是单整的I（2）过程，它们之间可能存在某种稳定的关系。

2．协整关系检验

协整关系对如何处理协整空间中的确定项非常敏感。在Eviews 5中, Johansen协整检验有五个选择可帮助决定任何处理确定项，基于单位根测试的结果，我们选择的是第四个情形，即协整方程的有线性趋势项和截距项，序列均值和线性趋势项。检验结果见表2。

注：表示在1%显著水平下拒绝零假设。

以检验水平为1%为判断，由于迹统计量37.63821>31.15385，14.10533

LGDP=-7.048795+0.065563LFDI-0.094875@TREND(84)+u

（1）

（0.01262）（0.00420） 似然比：36.70748

方程（1）所列协整系数下面括号内数字为回归系数标准差，@TREND（84）表示时间趋势变量1984年为0。该协整方程表明中部地区的国内生产总值（LGDP）与外商直接投资（LFDI）之间存在着长期稳定的、均衡的数量关系。具体地说，从长期来看外商直接投资每增加1%，会引起国内生产总值增加0.065563个百分点。这里需要指出的是，上述结论是基于协整关系检验得出的初步分析结果，它有待于结合其他方法进行综合分析。

3．因果关系检验

按照AIC准则、SC准则以及FPE准则确定各个变量的滞后阶数为2；对各个变量的Granger因果关系检验如表4所示：

注：本表中的概率值为零假设成立的概率值；判别标准是当确定8%显著水平后，概率值大于8%的接受零假设，否则拒绝接受零假设。

从表4可以看出，在8%的显著水平下，LFDI不是LGDP的Granger原因，但LGDP是LFDI的Granger原因，即中部地区的经济增长是外商直接投资的原因，而中部地区的外商直接投资不是经济增长的原因。

4．脉冲响应函数和方差分解分析

Granger检验从统计意义的角度探讨变量之间因果流在某个方向的存在性，脉冲响应函数和方差分解则可以将向量自回归（VAR）模型所包含的经济意义较为完整而细腻地表达出来，进而体现出超越Granger检验的观测。脉冲响应函数（Impulse Response Function, IRF）描述一个内生变量对来自另一个内生变量的一个单位变动冲击所产生的响应，可提供受冲击所产生响应的正负方向、调整时滞和稳定过程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的广义脉冲响应函数进行分析，从而避免了以往研究中经常采用的Cholesky分解技术存在的对冲击识别的任意性和结果对变量排序的依赖（高铁梅，2006）。[15]方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，可以给出对系统中变量产生影响的每一个随机扰动相对重要性的信息。我们首先对由LGDP与LFDI构成的VAR模型的参数进行估计。经过检验，相关结果是显著的，说明本文使用的数据满足VAR模型的假设条件。图1和图2为脉冲响应函数的分析结果，图3和图4为方差分解的分析结果。图中纵轴表示响应数值或贡献度，横轴为滞后期间数。

总的来看，脉冲响应函数分析的结果是：中部地区正向的经济增长（LGDP）冲击产生的外商直接投资（LFDI）响应为正，中部地区正向的外商直接投资（LFDI）冲击产生的经济增长（LGDP）响应也为正。从图1可以看出，当在本期给中部地区经济增长总额（LGDP）一个标准差冲击后，外商直接投资（LFDI）即刻作出反映，第1期外商直接投资立刻上升11.6%，并在第三期上升到最高点（35.5%）。随着时间的推移，冲击影响力逐步减弱，直至第8期稳定在一个新的均衡水平。这说明通过给中部地区经济增长一个冲击后，外商直接投资会立刻迅速发生变化，并且没有任何时滞，但在第8期后，冲击作用会消失。从图2可以看出，当在本期给中部地区的外商直接投资（LFDI）一个标准差冲击后，中部地区的经济增长（LGDP）都呈上升浮动，从第1期的0.9%上升到第10期的2.8%。这说明通过给外商直接投资一个冲击后，会导致中部地区经济在长期内的增长。

方差分解的结果分析：由图3和图4可知，从长期来看中部地区经济增长的冲击对外商直接投资变动的解释度为54%，而外商直接投资的冲击却只能解释中部地区经济增长变动的0.8%左右。这表明在长期均衡中，中部地区经济增长（LGDP）变化对外商直接投资（LFDI）变化的贡献度显著大于外商直接投资变化对中部地区经济增长变动的贡献度。

四、结论与建议

本文应用协整分析技术、Granger因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解分析，利用1983~2005年的数据实证研究了中部地区外商直接投资与经济增长的关系，得到以下几点结论：（1）中部地区的外商直接投资与经济增长之间具有较强的相关关系，尽管各自增长是非平稳的，但是它们之间存在长期稳定的均衡关系。（2）双变量的Granger因果关系分析表明: 短期内，中部地区的外商直接投资与经济增长存在单向的关系；经济增长是外商直接投资增长的原因，而外商直接投资却不是经济增长的原因。基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解分析表明：长期内，外商直接投资与经济增长具有互为正向影响的关系。也就是说，中部地区经济增长促进外商直接投资流入中部地区，同时，外商直接投资的引入又反过来促进了中部地区经济增长。但两者影响程度不同，中部地区经济增长对外国直接投资的影响大于外国直接投资对经济增长的影响。

由于中部地区的经济增长与外商直接投资存在长期稳定的关系，并且外商直接投资对中部地区经济增长具有促进作用，因此，中部崛起离不开外商直接投资，吸引外商直接投资是必要的。具体来说，中部地区应该做好以下工作：在引进外资的政策上，应采用长期政策而非短期政策，只有这样才能保证外资对中部地区经济增长起到持久的促进效果；改善投资的硬环境与软环境，并且不断优化引进外资的结构；完善市场规范，创造各类企业公平竞争的市场环境，建立公平竞争的高度法制化的市场体系。

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责任编校：一诺

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