我國外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)關(guān)系:基于面板協(xié)整研究

摘 要 利用面板協(xié)整方法和面板誤差修正模型對1986~2008年間我國28省市外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析.結(jié)果表明，從長期來看經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)整系數(shù)為正，表明外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，中國的經(jīng)濟(jì)增長會促進(jìn)外商直接投資增加；但FDI與經(jīng)濟(jì)增長的這種長期均衡關(guān)系在地區(qū)間存在顯著差異.

關(guān)鍵詞 面板誤差修正模型;外商直接投資; 經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號 F74 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A

The Dynamic Relationship between FDI and Economic Growth in China：Based on Panel Co-Integration Method

ZHOU Ai-nong1，2

(Department of Economic and Management， Guangzhou Institute of Railway Technology，Guangzhou，

Guangdon 510430，China;School of Economics ，Wuhan University of Technology，Wuhan，Hubei 430070，China)

Abstract Using the panel cointegration method and panel error correction model， this paper empirically analyzed the dynamic relationship between foreign direct investment and economic growth based on the panel data of China’s 28 provinces from 1986 to 2008. The results show that the adjustment coefficient of economic growth is positive in the long run， which means that there is a long-term equilibrium relationship between foreign direct investment and economic growth. The growth of China's GDP will lead foreign direct investment to increase. However the long-term equilibrium between FDI and economic growth varies significantly across different provinces.

Keywords panel error correction model; foreign direct investment; economic growth

1 引 言

進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國的經(jīng)濟(jì)一直保持高速度增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值從2000年的99 214.6億元增長到2008年底的300 670億元，增長速度之快令世人震驚.伴隨全球經(jīng)濟(jì)一體化的到來，企業(yè)跨國經(jīng)營趨勢不斷明朗，中國作為一個(gè)超級消費(fèi)大國和勞動密集型國家吸引了世界各國企業(yè)的眼球，國外企業(yè)不斷將生產(chǎn)地轉(zhuǎn)移到中國.短短的幾年時(shí)間，我國外商直接投資額從2000年的623.8億元增長到2006年的1 937.8億元，外商直接投資項(xiàng)目2000年的22 347個(gè)增長到2006年的41 473個(gè).雖然2008年的金融危機(jī)使得這個(gè)趨勢有所減緩，但中國從一個(gè)基本封閉的經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)變?yōu)槿蛞Y速度和經(jīng)濟(jì)增長速度飛速發(fā)展的發(fā)展中國家，中國的外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系是一個(gè)非常值得探討的課題.

關(guān)于FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)，Borensztein et al.（1998）通過從OECD國家流向69個(gè)發(fā)展中國家的國家橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)FDI作為技術(shù)轉(zhuǎn)移的重要載體，對增長的貢獻(xiàn)大于對國內(nèi)投資的貢獻(xiàn)[1].Mousumi Duttaray(2001)在其博士論文中使用從亞洲、非洲、北美、南美的66個(gè)國家的數(shù)據(jù)，使用真實(shí)GDP增長率進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)樣本國家中不到50%的國家的FDI對經(jīng)濟(jì)增長有影響.Campos和Kinoshita(2002)利用發(fā)達(dá)國家對25個(gè)轉(zhuǎn)型中的前蘇東國家的外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，之所以采用該樣本是因?yàn)樗麄冋J(rèn)為這些國家的人力資本存量較高，基礎(chǔ)設(shè)施也比較完善，和許多發(fā)達(dá)國家類似，所以不存在投資國和東道國之間的技術(shù)差距，他們分析的結(jié)果也認(rèn)為FDI有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長.Javorcik et al.(2004)研究了來源于不同國家的FDI對羅馬尼亞經(jīng)濟(jì)增長的影響，他們的實(shí)證研究結(jié)果指出，來自美國和亞洲，同時(shí)投資在下游產(chǎn)業(yè)的FDI對處于上游產(chǎn)業(yè)的本國企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于來自歐洲的FDI，他們認(rèn)為外資來源國的特征對于FDI影響經(jīng)濟(jì)增長的作用十分顯著.Alfaro和Charlton(2007)研究了FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，他們認(rèn)為不同特征的FDI對經(jīng)濟(jì)增長的影響不同，例如FDI進(jìn)入東道國的方式、FDI的來源國、FDI投資的行業(yè)、東道國主觀的產(chǎn)業(yè)政策等[2].針對外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國內(nèi)很多學(xué)者也進(jìn)行了研究，沈坤榮和耿強(qiáng)(2001)通過計(jì)量分析表明外商直接投資是影響我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的顯著因素[3].江小涓(2002)根據(jù)大量的數(shù)據(jù)分析和對比較為全面地闡述了外商直接投資對我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)進(jìn)步、出口和國有企業(yè)改革的貢獻(xiàn)[4].另外鮑洋（2009）、馬巖(2006)、李東陽（2002）等通過實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長起著促進(jìn)作用［5-7］.縱觀這些國內(nèi)外文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)研究的方法主要是采用傳統(tǒng)的時(shí)間序列分析方法，比如單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、因果檢驗(yàn)等.但諸如單位根檢驗(yàn)的ADF、PP檢驗(yàn)等時(shí)序檢驗(yàn)方法，由于“勢”太低，最近受到國內(nèi)外學(xué)者的批判.為了克服傳統(tǒng)時(shí)序檢驗(yàn)方法“勢”太低的問題，最近十年一些學(xué)者在面板協(xié)整方面進(jìn)行了大量的探索并取得了一定的成果，如羅長遠(yuǎn)（2006）基于1987-2001年中國省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)分析進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn):FDI作為“投資”本身對經(jīng)濟(jì)增長的直接作用并不顯著，但它通過促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升和“擠入”國內(nèi)自身的投資，從而間接地對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了積極作用[8].沙文兵（2006）利用我國30個(gè)省(市、區(qū))、1999～2004年度的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了一個(gè)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型，對外商直接投資的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行測度等[9].除此之外，還有楊亞平（2007）、謝建國（2006）、薄文廣（2006）、趙奇?zhèn)ィ?007）等在這方面有一定的研究.面板協(xié)整除了考慮單截面時(shí)序數(shù)據(jù)的信息外，還綜合了截面間信息，有效的提高了檢驗(yàn)的“勢”值和穩(wěn)健性.基于以上考慮，本文希望通過利用中國28個(gè)省級面板數(shù)據(jù)對外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，以期得出更穩(wěn)健性的結(jié)論.

2 數(shù)據(jù)來源和經(jīng)驗(yàn)判斷

本文涉及到的變量有兩個(gè):各年度外商直接投資額FDI和各年度國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP，樣本包括中國28個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，不包括西藏和內(nèi)蒙古，重慶的數(shù)據(jù)合并在四川中，時(shí)間跨度從1986年到2008年.1986年到1999年的數(shù)據(jù)來自于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2000年到2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，為了消除異方差，本文對兩變量取對數(shù)，分別記為Ln GDP和Ln FDI.

在對FDI和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，先做一些初步的經(jīng)驗(yàn)分析，以便了解兩者之間的大致關(guān)系.本文首先做出Ln GDP和Ln FDI的散點(diǎn)圖如圖1所示，圖1中直線是表示兩變量之間的LS擬合線，從圖1中可以發(fā)現(xiàn)各地區(qū)外商直接投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在明顯的正相關(guān)性.

Ln FDI

圖1LnGDP和LnFDI散點(diǎn)圖

為了進(jìn)一步探討兩者之間的關(guān)系，先做出各省市FDI和GDP的平均值，并做出兩者之間的散點(diǎn)圖，如圖2所示.

從圖2中不難看出，各地區(qū)外商直接投資的平均值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值存在較為明顯的正相關(guān)性，直線是LS擬合線，該圖同樣顯示出各地外商在華直接投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在明顯的正相關(guān)性.從2個(gè)圖形的初步經(jīng)驗(yàn)觀察表明，外商在華直接投資與經(jīng)濟(jì)增長在變動趨勢上表現(xiàn)出了較為明顯的一致性， FDI和經(jīng)濟(jì)增長存在著“互補(bǔ)”關(guān)系的可能性.接下來將采用最新的面板協(xié)整分析來檢驗(yàn)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的這種長期動態(tài)關(guān)系.

3 面板協(xié)整方法說明

進(jìn)行面板檢驗(yàn)之前需要對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，傳統(tǒng)的單位根檢驗(yàn)常常因樣本期較短而使其檢驗(yàn)功效低下，而面板單位根檢驗(yàn)通過充分利用截面單位的信息在很大程度上提高了其檢驗(yàn)力度.Levin和Lin(1993)建立的LLC單位根檢驗(yàn)是面板單位根的早期版本，也是應(yīng)用比較廣泛的面板單位根檢驗(yàn)方法，但在LLC的備擇假設(shè)和現(xiàn)實(shí)差距太遠(yuǎn)［10］.針對這一缺陷，Im，Pesaran和Shin（2003）異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，簡稱為ISP檢驗(yàn).根據(jù)本文研究的需要，在進(jìn)行面板協(xié)整分析之前采用IPS檢驗(yàn)對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)［11］.

由于本文的目的是分析我國外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，使用的是省際面板數(shù)據(jù)，考慮到省份之間具有較強(qiáng)的同質(zhì)性，為了考慮截面之間的異質(zhì)性，采用Westerlund (2007)提出的基于誤差修正模型的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，誤差修正模型設(shè)定為［12］：

Dyit=ci+ai1Dyit－1+…+aipDyit－p+

bi0D.xit+…+bipD.xit－p+ai(yit－1－

bixit－1)+uit.（1）

其中D表示差分算子，設(shè)λi=－aibi，用來反映長期誤差修效果，ai，bi反映短期動態(tài)效果，uit為干擾項(xiàng).模型建立后，首先假設(shè)每個(gè)截面之間的誤差修正速度不等，通過對模型進(jìn)行OLS估計(jì)，構(gòu)造Gτ=1N∑Ni=1iSE(i)，Gα=1N∑Ni=1Tii(1)兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，其中SE(i)為i的標(biāo)準(zhǔn)誤，i(1)為αi(1)=1－∑pj=1αij的半?yún)?shù)核估計(jì)量.檢驗(yàn)的原假設(shè)是變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)是變量之間至少存在一組協(xié)整關(guān)系.為了構(gòu)造第二組統(tǒng)計(jì)量，假設(shè)每個(gè)截面之間的誤差修正速度相等，可以類似構(gòu)造Pτ和Pα兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量，Pτ=SE()，Pα=T，其中為所有截面共同的誤差修正參數(shù)α的估計(jì)量，SE()為其標(biāo)準(zhǔn)誤，原假設(shè)是變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)是截面整體上存在協(xié)整關(guān)系.在下文的分析中，本文將采用stata11.0對進(jìn)行外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行面板協(xié)整分析.

4 實(shí)證結(jié)果及解釋

在進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)之前首先要多變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，考到到本文研究的需要分別對Ln FDI、Ln GDP、DLn FDI、DLn GDP進(jìn)行單位根檢驗(yàn).如前文所述，本文采用IPS檢驗(yàn)對以上變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表1.結(jié)果顯示，在對原始序列Ln FDI、Ln GDP進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，表明原始變量是非平穩(wěn)過程.而對兩變量的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果均在1%顯著水平上拒絕了原假設(shè)，即各變量的一階差分時(shí)間序列為平穩(wěn)過程.因此，兩變量均為一階單整I (1)過程.

在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)后，要進(jìn)一步對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn).面板協(xié)整是最近十年發(fā)展起來的新的計(jì)量方法，進(jìn)行面板檢驗(yàn)主要有兩種典型思想，一種是基于殘差的面板協(xié)整檢驗(yàn)，該方法主要是檢驗(yàn)殘差序列構(gòu)成的矩陣的秩是否為零，如果等于零，表明這些變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，反之則存在協(xié)整關(guān)系.另一種是基于誤差修正模型的協(xié)整檢驗(yàn)，本文就是基于誤差修正模型的協(xié)整檢驗(yàn)，以下是基于誤差修正模型的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

從以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，四個(gè)統(tǒng)計(jì)量的P值十分顯著，無論在那種情況下拒絕了原假設(shè)，因而可以得到我國外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系.為了進(jìn)一步考查外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系，可以通過建立誤差修正模型來進(jìn)行分析，用stata11.0計(jì)算得到的誤差修正模型為：

DLn FDIit=－0.286×(Ln FDIi，t－1－

1.003Ln GDP)+2.763×DLn GDPit+μit.

為進(jìn)一步考查各地區(qū)之間外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)關(guān)系，可以計(jì)算出各地區(qū)的長期和短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)，統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)28個(gè)省市的長期動態(tài)調(diào)整系數(shù)均為負(fù)，而短期動態(tài)調(diào)整系數(shù)中廣東、上海、北京分別為-0.01、-0.45和-0.45，其中廣東的概率為0.863不顯著，而上海、北京的概率接近于0，十分顯著.

5 結(jié)論及建議

本文通過對1986~2008年中國28個(gè)省市的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，可以得出如下主要結(jié)論：

1）外商在華直接投資和中國經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系；從以上誤差修正模型中可以發(fā)現(xiàn)，長期調(diào)整系數(shù)為-0.286小于零，表明兩變量之間存在長期均衡關(guān)系，從長期來看經(jīng)濟(jì)增長的調(diào)整系數(shù)為正，表明中國GDP的增長會使外商直接投資增加，模型中的短期調(diào)整系數(shù)也正好說明這一點(diǎn).

2）外商來華直接投資存在地區(qū)差異；統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，28個(gè)地區(qū)的長期調(diào)整系數(shù)均為負(fù)數(shù)，從模型視角分析說明外商直接投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間存在均衡關(guān)系.但實(shí)證結(jié)果說明這種均衡關(guān)系在各地區(qū)間也存在明顯的差異.其中比較明顯的是廣東省，廣東省的長期調(diào)整系數(shù)為-0.01，概率為0.863，表明長期調(diào)整不顯著，而短期動態(tài)調(diào)整卻十分顯著.

結(jié)合以上實(shí)證分析結(jié)論，提出我國外商在華直接投資的政策建議：

1）繼續(xù)吸收外資以帶動我國經(jīng)濟(jì)快速增長；因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長增速會使國家競爭力增強(qiáng)，為提高國家綜合實(shí)力，通過吸收外資，可以學(xué)習(xí)國內(nèi)外先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和先進(jìn)的技術(shù)，因而政府應(yīng)大力改善外商來華直接投資的環(huán)境，繼續(xù)擴(kuò)大外商來華直接投資規(guī)模.

2）加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部治理；利用現(xiàn)代企業(yè)管理制度管理好企業(yè)，堅(jiān)持以人為本的用人理念，加強(qiáng)員工培訓(xùn)以提高員工對企業(yè)的忠誠度，完善企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu).

3）對不同區(qū)域?qū)嵭胁町惢芾恚粚?shí)證結(jié)果表明，廣東省作為沿海城市，經(jīng)濟(jì)增長受到國際和國內(nèi)市場環(huán)境變化較大，外商直接投資企業(yè)選擇廣東作為投資地短期效用比較明顯.隨著國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的日趨復(fù)雜，外資企業(yè)來華投資目的地正在悄然發(fā)生變化，從以前的東部沿海城市正不斷向中部和西部省市轉(zhuǎn)移.比如貴州、甘肅、新疆等城市，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長短期對于吸收外商直接投資效果并不明顯，但從長期的角度來看確效果十分突出，這也歸功于西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施給這些地區(qū)帶來的機(jī)會.因而政府應(yīng)對不同的區(qū)域進(jìn)行差異化管理，實(shí)行政策傾斜，大力加強(qiáng)對中西部的開發(fā)力度，促進(jìn)區(qū)域均衡發(fā)展.

參考文獻(xiàn)

［1］ E J BORENSZTEIN， J DE GREGORIE， L JONG-WANG. How does FDI affect economic growth?[J].Journal of International Eonomics， 1998， 45(1):115—135.

[2] 郭熙保，羅知.外資特征對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，44(5)：52-54.

[3] 沈坤榮，耿強(qiáng).外國直接投資、技術(shù)外溢和內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長[J].中國社會科學(xué)，2001，(5):82-92.

[4] 江小涓.中國的外資經(jīng)濟(jì)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2002.

[5] 鮑洋.對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用研究[J].黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2009，(1):47-48.

[6] 馬巖.外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)[J].統(tǒng)計(jì)研究，2006，23(3）：51-55.

[7] 李東陽.國際直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2002.

[8] 羅長遠(yuǎn).FDI、國內(nèi)資本與經(jīng)濟(jì)增長—1987-2001年中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2006，(4):27-43.

[9] 沙文兵，石濤.外商直接投資的環(huán)境效應(yīng)——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2006，(6):76-81.

［10］ALEVIN， C F LIN. Unit root tests in panel data: new results［R］. Working paper， University of California， San Diego， 1993.

［11］K S IM， M HPESARAN， Y SHIN. Testing for unit roots in heterogeneous panels［J］.Journal of Econometrics， 2003， 115: 53-74.

［12］Joakim WESTERLUND.Testing for error correction in panel data［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics， 2007， 69(6): 709-747.

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