外商直接投資對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證分析

摘要：本文分析了1993-2007年外商直接投資(FDI)和蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。分別考察了外商直接投資與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人均收入的相互作用對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。實(shí)證結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。在實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，本文最后分析了FDI對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈效應(yīng)并得出了相關(guān)結(jié)論和啟示。

關(guān)鍵詞：FDI；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型；Granger因果檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031(2008)06-0017-05

改革開(kāi)放以來(lái)，蘇州經(jīng)濟(jì)保持了快速穩(wěn)定的增長(zhǎng)，2007年蘇州全年實(shí)現(xiàn)GDP僅次于上海、廣州、北京；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資僅次于上海；進(jìn)出口總額突破1000億美元大關(guān)，僅次于深圳；全部工業(yè)產(chǎn)值達(dá)到11320.77億元，僅次于上海；實(shí)際吸引外資規(guī)模則超過(guò)上海、深圳，居全國(guó)各城市之首 。對(duì)于一個(gè)人口近700萬(wàn)的地級(jí)市而言，蘇州的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的確是一個(gè)奇跡，這在很大程度上歸功于“對(duì)外開(kāi)放”的政策，尤其是外國(guó)資本的進(jìn)入。本文將使用實(shí)證分析方法，針對(duì)蘇州利用外資的現(xiàn)狀，以及外資對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)等問(wèn)題進(jìn)行一個(gè)客觀的、實(shí)證的學(xué)術(shù)評(píng)價(jià)。

一、文獻(xiàn)回顧

Stelan(1992)經(jīng)過(guò)實(shí)證分析指出，在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，要素稟賦不占優(yōu)勢(shì)的國(guó)家(地區(qū))或企業(yè)可以通過(guò)國(guó)際要素的引進(jìn)和聚集實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。[1]Caves(1974)[2]對(duì)澳大利亞、Globerman(1979)[3]對(duì)加拿大、Blomstrom等(1983)[4]對(duì)墨西哥的研究均發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)東道國(guó)的生產(chǎn)率具有推動(dòng)作用。Reis(2001)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI分別從正反兩個(gè)方向影響東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，一方面FDI通過(guò)創(chuàng)造性投資降低了東道國(guó)的創(chuàng)新成本，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展；另一方面，F(xiàn)DI同時(shí)產(chǎn)生了使東道國(guó)自身投資者的投資盈利能力下降以及其自身投資者不再進(jìn)行未來(lái)投資的“創(chuàng)造性破壞效應(yīng)”，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)的總體影響取決于兩種效應(yīng)的對(duì)比。[5]Gupta和Islam(1975)通過(guò)對(duì)發(fā)展中國(guó)家時(shí)間序列和橫截面序列相結(jié)合進(jìn)行研究的方法，考察了1950-1973年發(fā)展中國(guó)家的直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外國(guó)直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有明顯的作用。[6]Gantwell(1989)對(duì)歐洲國(guó)家、Haddad等(1991)對(duì)摩洛哥制造業(yè)以及Aitken等(1991、1992)對(duì)委內(nèi)瑞拉制造業(yè)的研究則發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)東道國(guó)的生產(chǎn)率提高沒(méi)有起到推動(dòng)作用。[7]

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)的實(shí)證分析比較多。東朝暉、靳向蘭(1998)運(yùn)用1979-1997年間的樣本，在總量基礎(chǔ)上用回歸方法計(jì)算外資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、出口、外匯儲(chǔ)備和就業(yè)的影響，得出的結(jié)論基本上是積極的，外資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的上述各個(gè)方面都有正向影響。[8]沈坤榮(1999)利用多元滯后分布模型對(duì)1979-1999年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)，包括短期的需求效應(yīng)和長(zhǎng)期的供給效應(yīng)。[9]任永菊、張巖貴(2003)以阿爾佛羅模型為基礎(chǔ)，對(duì)我國(guó)金融市場(chǎng)如何影響FDI，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)做了綜合性計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的FDI凈效應(yīng)為正，說(shuō)明FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)起了一種推動(dòng)作用。[10]江錦凡(2004)的理論分析和實(shí)證分析表明，F(xiàn)DI在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在資本效應(yīng)和外溢效應(yīng)，并就FDI的資本效應(yīng)和外溢效應(yīng)的形成機(jī)制作出了合理解釋。[11]

國(guó)內(nèi)學(xué)者的實(shí)證研究中，有兩點(diǎn)不足。一是使用的模型較為簡(jiǎn)單，大多采用簡(jiǎn)單的一元線性回歸，即以GDP為被解釋變量，以FDI為解釋變量進(jìn)行回歸，一般得出較好的擬合結(jié)果，采用這種簡(jiǎn)單模型的不足之處在于可能存在模型設(shè)定錯(cuò)誤而導(dǎo)致“偽回歸”。二是采用的數(shù)據(jù)資料一般是從1978年開(kāi)始的，但是1990年以前我國(guó)利用外國(guó)直接投資占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重還不到1%，外國(guó)直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力度比較弱，再加上改革開(kāi)放初，我國(guó)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)、統(tǒng)計(jì)方法很不完善。此外，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究主要集中于FDI與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，由于中國(guó)幅員遼闊，各個(gè)省市之間在吸引FDI和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面有很大差異。因此，本文以蘇州為研究對(duì)象，結(jié)合1993年到2007年的有關(guān)數(shù)據(jù)，應(yīng)用協(xié)整方法和誤差修正模型，就改革開(kāi)放以來(lái)FDI與蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系以及相應(yīng)的短期偏離調(diào)整機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。

二、實(shí)證分析

(一)變量的定義和數(shù)據(jù)的選取

本文的樣本區(qū)間設(shè)定為1993年至2007年，以蘇州市實(shí)際利用外商直接投資額度量FDI流入量，以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人均收入(INCOME)來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采用《蘇州統(tǒng)計(jì)年鑒》歷年數(shù)據(jù)，對(duì)蘇州市1993-2007年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均收入和實(shí)際利用外資額等時(shí)間序列進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量實(shí)證分析。為消除原有數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)FDI、GDP、INCOME取自然對(duì)數(shù)(取自然對(duì)數(shù)后將更容易得到平穩(wěn)數(shù)據(jù)，且不會(huì)改變?cè)瓟?shù)據(jù)的性質(zhì)和相關(guān)關(guān)系)。變量的對(duì)數(shù)形式表示為L(zhǎng)nFDI、LnGDP、LnINCOME。本文所有計(jì)量都是在Eviews4基礎(chǔ)上完成的。

(二)時(shí)間系列的平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)模型中非平穩(wěn)時(shí)間序列之間經(jīng)常會(huì)發(fā)生偽回歸現(xiàn)象而造成結(jié)論無(wú)效，因此，在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析之前，首先要進(jìn)行ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性，只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。若時(shí)間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)且同階單整，就可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析，以確定時(shí)間序列變量之間是否存在某種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。對(duì)LnFDI、LnGDP、LnINCOME分別進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可知，LnFDI、LnGDP、LnINCOME的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值在5%的顯著性水平下都大于ADF臨界值，均不能拒絕存在單位根的假設(shè)，未能通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。而一階差分后各變量ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值在5%的顯著性水平下都小于ADF臨界值，拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這些變量是一階差分平穩(wěn)的，即都是I(1)序列。于是可以進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。

(三)協(xié)整分析

根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列滿足同階單整，而且之間存在協(xié)整關(guān)系，則這兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間就存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，從而可以有效避免偽回歸問(wèn)題。所以，對(duì)于經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)后確定是非平穩(wěn)的時(shí)間序列來(lái)說(shuō)，要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。

關(guān)于協(xié)整分析的研究已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法：一是Engle和Granger(1987)提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn)；二是Johansen(1988)和Juselius(1990)提出的基于VAR的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)，通過(guò)建立基于最大特征值的軌跡統(tǒng)計(jì)量來(lái)判別變量之間的協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen提出的方法來(lái)檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，通過(guò)建立基于最大特征值的軌跡統(tǒng)計(jì)量來(lái)判別LnFDI與LnGDP、LnFDI與LnINCOME之間的協(xié)整關(guān)系。在確定協(xié)整檢驗(yàn)形式時(shí)是以赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茲準(zhǔn)則(SC)最小化為標(biāo)準(zhǔn)，滯后階數(shù)為2階。其結(jié)果見(jiàn)表2：

由表2可以看出，軌跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都表明在1%和5%的顯著性水平上，LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME之間存在著某種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此可以根據(jù)Granger表示定理引入誤差修正模型。

(四)誤差修正模型

協(xié)整反映的是變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，如果出于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象(計(jì)量表現(xiàn)為一定的誤差)，則必然會(huì)通過(guò)對(duì)誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。由協(xié)整檢驗(yàn)可知，蘇州市歷年實(shí)際利用外商直接投資額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人均收入(INCOME)之間存在協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整關(guān)系的估計(jì)式分別為：

LnGDPt=?觬1+a1LnFDIt

LnINCOMEt=?觬2+a2LnFDIt

定義非均衡誤差：e1t=LnGDPt-LnGDPt，e2t=LnINCOMEt-LnINCOMEt，當(dāng)期LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME處于均衡狀態(tài)時(shí)，e1t、e2t為0；LnFDI和LnGDP、LnFDI和LnINCOME處于非均衡狀態(tài)時(shí)，e1t、e2t不等于0，后期將予以調(diào)整，使之趨于均衡。因此存在描述受FDI影響的GDP和人均收入由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型。

利用Eviews4軟件得到向量誤差修正模型估計(jì)的結(jié)果如下：

△LnGDP=0.366112ecm1-0.392450△LnGDP-1

(4.10799) (-0.72327)

+0.682885△LnGDP-2+0.222574△LnFDI-1

(2.25318)(3.09009)

+0.052188△LnFDI-2 +0.014022

(1.46023) (0.28981)

ecm1= LnGDP-1-0.0473805LnFDI-1-9.314429

(-4.51595)

R2=0.944271 R2=0.888543AIC=-3.619029

SC=-3.401995

△LnINCOME=0.020569ecm2+0.079797△LnINCOME-1

(0.11552) (0.16675)

-0.025842△LnINCOME-2

(-0.07220)

+0.056972△LnFDI-1

(2.42677)

+0.060923△LnFDI-2+0.087660

(1.74085) (1.37624)

ecm2= LnINCOME-1-0.524393LnFDI-1-1.241344

(-6.28878)

R2=0.862760 R2=0.725520 AIC=-3.211244

SC=-3.054210

在誤差修正模型中，協(xié)整關(guān)系對(duì)GDP的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)GDP小于FDI的約束均衡(即ecm1<0)時(shí)，則誤差修正作用提高了當(dāng)期的GDP(彈性系數(shù)為0.366112，即以36.6%的速度系數(shù)進(jìn)行反向調(diào)整)，GDP增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定的穩(wěn)定性，這意味著江蘇的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值已經(jīng)具有一定的穩(wěn)定性；人均收入也存在著同樣的情況，當(dāng)人均收入小于FDI的約束均衡(即ecm2<0)時(shí)，則誤差修正作用提高了當(dāng)期人均收入(彈性系數(shù)為0.020569，即以2.05%的速度系數(shù)進(jìn)行反向調(diào)整)，人均收入增長(zhǎng)率的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程也具有一定的穩(wěn)定性。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

解釋變量與被解釋變量相關(guān)較高，并不意味著它們之間存在因果關(guān)系的可能性就大，充其量只是說(shuō)明二者之間的依存性較高。確定兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在因果關(guān)系，是經(jīng)濟(jì)研究的一個(gè)重要目標(biāo)。Granger(1969)對(duì)變量之間的因果關(guān)系做了定義，并提出具體的檢驗(yàn)步驟。本文利用Eviews4軟件對(duì)蘇州市歷年實(shí)際利用外商直接投資額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人均收入(INCOME)之間的因果關(guān)系進(jìn)行單向檢驗(yàn)，檢驗(yàn)過(guò)程中選擇的滯后期長(zhǎng)度為2，其結(jié)果見(jiàn)表3：

對(duì)于每一個(gè)假設(shè)，系統(tǒng)都給出了相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值和大于此值的概率；如果F值較大、P值較小，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為一個(gè)變量是另一個(gè)變量變化的原因。由表4檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，LnFDI和LnGDP之間存在著互為因果的反饋關(guān)系，LnFDI和LnINCOME也存在著互為因果的反饋關(guān)系。

三、研究結(jié)論與政策建議

從以上的計(jì)量模型分析結(jié)果我們不難得出以下結(jié)論：蘇州市歷年實(shí)際利用外商直接投資額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人均收入(INCOME)之間存在著互為因果的反饋關(guān)系。一方面，F(xiàn)DI的增長(zhǎng)對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的帶動(dòng)效應(yīng)。外商直接投資企業(yè)自身進(jìn)出口額不斷增加，其占蘇州對(duì)外貿(mào)易的比例也不斷提高，推動(dòng)了蘇州國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加；外商直接投資的增加，隨之帶來(lái)管理效仿、技術(shù)擴(kuò)散和競(jìng)爭(zhēng)壓力引發(fā)的效率提高，提高了蘇州人民的收入水平。另一方面，蘇州經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)吸引外商直接投資也有相當(dāng)?shù)拇龠M(jìn)作用。宏觀方面，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)往往隱含著該地區(qū)在制度安排、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施等一系列投資環(huán)境上的改善，這種改善成為外商直接投資的引力；微觀方面，人均收入的增加，必然帶來(lái)教育培訓(xùn)等相關(guān)消費(fèi)增加，增加了勞動(dòng)者的勞動(dòng)技能，提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率，大量的熟練產(chǎn)業(yè)工人和管理人員的存在也吸引了跨國(guó)公司(外商直接投資主體)在蘇州更多的投資。

在蘇州外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中也出現(xiàn)以下問(wèn)題：蘇州引進(jìn)外資多，GDP增長(zhǎng)快，但人均收入與GDP大不相稱，增幅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于GDP增幅，老百姓從引進(jìn)外資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中得益不多，甚至變得相對(duì)貧困，例如蘇州人均GDP超過(guò)上海，但人均收入只有上海一半；通常人均GDP與人均可支配收入的關(guān)系大致是后者為前者的75%，而蘇州去年人均可支配收入只有16351元，只占人均GDP的25%，差距懸殊，居民可支配收入增長(zhǎng)遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。人均GDP和人均可支配收入兩者之間所存在的巨大差距，突出地反映了目前蘇州以工業(yè)生產(chǎn)來(lái)拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)的粗放式經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)難以轉(zhuǎn)化為居民的實(shí)際收入增長(zhǎng)。同時(shí)，對(duì)人均可支配收入與人均消費(fèi)性支出進(jìn)行比較也可發(fā)現(xiàn)，居民的大部分收入都用于消費(fèi)性支出了。從這個(gè)角度看，盡管居民的可支配收入在增加，但生活成本的快速增加，部分地抵消了可支配收入的增長(zhǎng)。

盡管存在一些有待解決的問(wèn)題，外商直接投資對(duì)蘇州經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用卻是不容否認(rèn)的。政府除了做成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下政府應(yīng)該做的事，還通過(guò)制訂非常明確的發(fā)展規(guī)劃和發(fā)展戰(zhàn)略來(lái)引導(dǎo)投資者進(jìn)入，積極參與引導(dǎo)外部資源尤其是企業(yè)家資源的進(jìn)入(所謂“招商引資”或“招商選資”)。蘇州外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有其得天獨(dú)厚的外部條件，也有其謀求發(fā)展的強(qiáng)勁內(nèi)在要求，兩者共同造就了今日蘇州經(jīng)濟(jì)的輝煌。當(dāng)然，像蘇州這樣的地區(qū)在引進(jìn)外資達(dá)到一定程度以后，要及時(shí)實(shí)行轉(zhuǎn)型，引資方式上要從以資金換市場(chǎng)向以技術(shù)換市場(chǎng)轉(zhuǎn)變，在引進(jìn)資本的同時(shí)引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，帶動(dòng)本地產(chǎn)業(yè)升級(jí)。同時(shí)，項(xiàng)目引進(jìn)上要從引進(jìn)生產(chǎn)型項(xiàng)目向引進(jìn)生產(chǎn)與服務(wù)結(jié)合型項(xiàng)目轉(zhuǎn)變，在發(fā)揮原有優(yōu)勢(shì)的同時(shí)，帶動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和完善，以利于在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的同時(shí)，更快地促進(jìn)居民收入的增長(zhǎng)。

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Empirical Analysis on Influence of Foreign Direct Investment to Development of Suzhou Economy

ZHANG Yi-Yun

(Suzhou Institute of Industrial Technology，Suzhou 215000，China)

Abstract：Based on Co-integration analysis，by using error correction model and Granger causality，the article has proceeded an analysis of the relationship between FDI and economic development of Suzhou during 1993-2007，focusing on the impact of FDI，GDP and per capita income on the.economic development in Suzhou.The results show that FDI has an acceleration on the economic development in Suzhou，At last the article gives some advices on FDI and economic development in Suzhou.

Key Words：FDI；Economic Development；Co-integration Analysis；Error Correction Model；Granger Causality

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