外商直接投資與經濟增長的關系研究

陳輝民，徐運保

(湖南工程學院 經濟管理學院,湖南 湘潭 411104）

湖南省東鄰江西，南接廣東和廣西，西連貴州和重慶，北交湖北，位于長江中游。全省土地面積21.18萬平方公里,占全國國土面積的2.2%,在全國各省市區面積中居第11位。隨著改革開放的穩步推進，湖南的經濟也在穩步增長，吸引著越來越多的外資進入。如1983年的湖南GDP為257.43億元人民幣，外商直接投資為26萬美元；1983年的湖南GDP為12930.69億元人民幣和外商直接投資為45.98億美元。這是否意味著是湖南經濟的增長帶來外商直接投資的增加？抑或外商直接投資的增加促進經濟湖南經濟的增長呢？本文就是基于此，對湖南GDP與外商直接投資的關系而展開研究。

1 湖南省利用外商直接投資與經濟增長的計量分析

1.1 變量選擇及數據處理說明

依據研究的需要，這里選擇湖南省生產總值（HNGDP）和湖南省外商直接投資(HNFDI)作為名義變量，實際變量分別用R_GDP和R_FDI來代替。數據來源1983～2009年湖南省統計年鑒、2009年湖南國民經濟和社會發展統計公報、1983～2009年中國統計年鑒及2009年中國國民經濟和社會發展統計公報。外商直接投資在統計上是用美元表示的，為研究的需要，這里采取1983～2009年的人民幣對美元中間匯率（ER）轉換為人民幣表示，又因為外商直接投資與湖南省總產出是用名義值計量的，通過利用商品零售價格指數(PI)，全部轉換為以1983年為基期的實際值。相應的轉換使用公式為

計算后的數據如表1。選擇1983年為基期，是因為考慮到湖南是從1983年開始利用外資的。所有的數據，均保留小數點后兩位。

1.2 相關性分析

對R_HNGDP和R_HNFDI數據取對數，消除數據之間的異方差性，使數據變得更為平滑。對數化后的實際收人和實際消費取對數后分別記為Ln(R_HNFDIt)和Ln(R_HNGDPt)。使用EVIEWS6.0（后續處理都是用EVIEWS6.0軟件進行）做出對數化后的湖南省實際生產總值與實際外商直接投資相關關系散點圖，如圖1、圖2、圖3。

表1 湖南省實際生產總值與實際外商直接投資時間序列 （單位：百萬人民幣）

圖1 Ln(R _HNFDIt)和Ln(R _HNGDPt)時序圖

圖2 Ln(R _HNFDIt)和Ln(R _HNGDPt)關系圖

圖3 Ln(R _HNGDPt)和Ln(R _HNFDIt)關系圖

從圖1中可以發現對數化后的湖南省實際總產出與實際的外商直接投資具有明顯的時間趨勢；從圖2和圖3中可以知道對數化后的湖南省實際總產出與實際的外商直接投資存在一定的相關關系，這為后續研究提供非常強的數據支持。

1.3 變量平穩性分析

從圖1，可知Ln(R_HNFDIt)和Ln(R_HNGDPt)具有時間趨勢，所以利用ADF檢驗法對式子（1）、（2）、（3）進行檢驗，檢驗結果見表4。

Δ是差分符號；α是常數項；t是時間變量；δ是自相關系數，等于0，即存在一單位根。X代表Ln(R_HNFDI)、Ln(R_HNGDP)變量。

表2 變量單位根的ADF檢驗結果

從表2檢驗結果分析，Ln(R_HNFDI)的ADF檢驗值大于顯著性水平為1%、5%、小于10%的臨界值，且D.W=1.24882，所以是不平穩的;△Ln(R_HNFDI)的ADF檢驗值小于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，且D.W=2.166514，所以是一階單整I(1);Ln(R_HNGDP)的ADF檢驗值大于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，且D.W=1.937433，是非穩定的；△Ln(R_HNGDP)的ADF檢驗值小于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，且D.W=2.014797，是一階單整I(1)。

1.4 協整的檢驗

△Ln(R_HNFDI)和△Ln(R_HNGDP)都是一階單整I(1)，滿足協整檢驗的前提條件。為對兩者長期關系進行進一步的檢驗，這里采取Engle-Granger檢驗法進行檢驗。

首先建立Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)之間的線性回歸方程（4）和（5）。

t值 (-1.731)(2.389) （5.561） （-1.576）

R2=0.933調整的R2=0.924 F=97.711 D.W=1.914

Ln(R_HNGDP)=544.342+0.012*Ln(R_HNFDI)+1.408*(103942.4)(0.016) （0.255）

R2=0.995調整的R2=0.995 F=1543.936 D.W=1.999774

從回歸方程(6)可知，經濟每增長1%,將吸引FDI增加2.266%，經濟增長對外商直接投資的影響非常顯著；從回歸方程(7)可知，每吸收的FDI增加1%,對經濟增長的貢獻率為0.012%，外商直接投資增加對經濟增長影響作用很小。

其次，設式子（6）、（7）的殘差分別為resid1和resid2,并對其進行進行單位根檢驗，檢驗結果如表3。

表3表明:殘差resid1和resid2的ADF檢驗值小于顯著性水平為1%、5%、小于10%的臨界值，且D.W值在2的附近，所以其為平穩的時間序列。也就是表明Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)在長期存在雙向穩定關系。

總體上來看，1983～2009年湖南省的FDI每增長l%,推動經濟增長為0.012%，外商直接投資增加對經濟增長影響作用較小；經濟每增長1%,將吸引FDI平均增長2.266%，經濟增長對外商直接投資的作用顯著。

湖南省生產總產出（GDP）與外商直接存在雙向的相互促進的關系。

1.5 Granger因果檢驗

上面的分析表明Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)在長期存在協整關系。但是,這種長期均衡關系是外商直接投資引起湖南省生產總產出的結果,還是湖南省生產總產出引起外商直接投資的結果?為揭示外商直接投資與湖南省經濟增長的關系，這里使用Granger因果檢驗方及選取滯后期為1,滯后期為2和滯后期為3,對外商直接投資和湖南省生產總產出進行檢驗,結果如表4。檢驗的計量經濟模型如下式子（8）和（9）:

應用表1的數據，使用EVIEWS6.0，進行OLS分析得出如下（6）和（7）估計函數。

表3 殘差的單位根檢驗結果

從表4可知,在滯期為1時,Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.6526,大于0.05,接受原假設,可以認為Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)成 因;而 對于Ln(R_HNGDP)不 是 Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假設,拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.1806,大于0.05,不能夠拒絕原假設,Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。在滯后期為2時，同理，可以得到與滯后期為1的同樣結論。在滯后期為3時，Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.0039,小于0.05,拒絕原假設,可以認為Ln(R_HNFDI)是Ln(R_HNGDP)Granger成因;而對于Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假設,拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.9993,大于0.05,不能夠拒絕原假設,Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。同理，在滯后期為4時，可得與滯后期為3時的同樣結論。在滯后期為5時，Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.0047,小于0.05,拒絕原假設,可以認 為Ln(R_HNFDI)是 Ln(R_HNGDP)成 因;而 對 于 Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假設,拒絕它犯第一類錯誤的最大概率是0.0002,小于0.05,拒絕原假設,Ln(R_HNGDP)是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。綜上分析知，Ln(R_HNFDI)與Ln(R_HNGDP)不存在穩定的雙向的Granger因果關系，但從滯后期3開始，基本上可認為Ln(R_HNFDI)是 Ln(R_HNGDP)Granger成因，這與公式（6）與（7）所顯示的經濟原理一致。

表4 Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)格蘭杰因果關系檢驗結果

2 結論及建議

通過對Ln(R_HNFDI)與Ln(R_HNGDP)進行回歸模型分析和格蘭杰因果檢驗，實證結果表明,外商直接投資對湖南經濟的作用是正向影響的，影響作用不大；湖南經濟的增長促進吸收外商直接投資數量的增長，兩者之間是一種雙向互動的關系。滯后期不同，外商直接投資與湖南經濟增長之間卻存在不同的Granger因果關系。特別是在滯后期為5時，湖南省吸收的外商直接投資與經濟增長之間存在雙向因果關系。為協調好經濟增長與外商直接投資之間的關系，政府應該注意二點：一是外商直接投資對經濟增長的作用是滯后的，所以應根據本省的經濟實際，穩步進行，避免急于求成。二是協調好外商直接投資與國內企業投資的關系，營造一個公平、互動的投資環境，充分發揮內外資對經濟的促進作用。

[1] Hermes N，Lensink R．Foreign Direct Investment,Financial Development and Economic Growth[J].the Journal of Development Studies，2003,(40).

[2] Buckley P J，Clegg J.The Relationship between Inward Foreign Direct Investment and the Performance of Domestically-owned Chinese Manufacturing Industry[J].The Multinational Business Review，2004,(4).

[3] 陳浪南，陳景煌.外商直接投資對中國經濟增長影響的經驗研究[J].世界經濟，2002，(6)．

[4] 羅長遠.FDI、國內資本與經濟增長：1987—2001年中國省際面板數據的證據[J].世界經濟文匯,2006,(4).

[5] 姚樹潔，馮根福，韋開蕾.外商直接投資和經濟增長的關系研究[J].經濟研究，2006,(12).

[6] 尹賢淑.外商直接投資與經濟增長關系的研究[J].中央財經大學學報.2008,(2).

[7] 譚偉生.湖南利用FDI質量的實證分析及對策—基于技術密集型產業、R&D活動的視角[J].系統工程,2008,(3).

[8] 陳雄兵，張宗成.再議Granger因果檢驗[J].數量經濟技術經濟研究,2008,(1).

[9] 楊小玲，劉用明.外商直接投資與四川經濟發展[J].重慶大學學報(社會科學版,2009,(4).