江蘇省服務業利用FDI與經濟增長的實證分析

摘要：伴隨江蘇省產業結構的升級，服務貿易發展水平不斷提高，FDI對服務貿易的影響也越來越值得關注。運用1992～2012年的數據，從江蘇省服務業外商直接投資與服務業增加值、以及生產總值作為一個系統中相互決定和相互依存的內生變量角度構造動態模型，對江蘇省服務貿易與FDI的關系進行研究。結果表明，江蘇省服務業外商投資流量與GDP不存在雙向的格蘭杰因果關系。雖然GDP的增長是引起服務業外商直接投資增加的格蘭杰原因，但是服務業外商直接投資的增加不是引起GDP增長的格蘭杰原因。

關鍵詞：服務貿易；FDI；協整檢驗

隨著對外開放格局的不斷發展，服務業外商投資成為提升我國服務貿易競爭力、促進產業結構升級和競爭力提升的重要因素之一。國內外眾多學者也已經證實FDI是促進服務貿易發展的重要因素。Hardin和Holmes（1997）指出伴隨全球化趨勢，FDI 與服務貿易的關系越來越得到證實。2007年江蘇省服務業實際利用外資總量為52.17億元，而到2012年則達到111.77億元。平均年增幅高達11.9%。服務業吸收FDI的快速增加是否對江蘇省經濟增長起到促進作用，服務業增加值的不斷增加又會對經濟增長產生怎樣的影響？

一、文獻綜述

外商直接投資對經濟增長的作用的研究由來已久。外商直接投資對經濟發展的影響主要通過以下三方面（如圖1示）。在理論研究上，國內外的經濟學者進行了大量的實證分析，根據結果，可以分為兩大類。第一類認為FDI對經濟增長起到了促進作用。錢納里的雙缺口理論、劉易斯的經濟增長理論、羅斯托的主導產業理論等分別從不同的角度闡述了兩者之間的正向相關關系。Alan A.Bevan，Saul Estrin（2004）通過對11個中東歐過渡型經濟體研究發現，FDI與經濟增長之間存在顯著的正相關關系。DeMello和Borensztein在其研究中也有相似的結論。而第二類學者的研究表明，外商直接投資阻礙了經濟的發展。王新華（2007）分析了我國服務業外商直接投資的經濟增長效應，服務業外商直接投資具有一定的經濟增長效應，但是在不同時間段差異較大；王英（2009）利用1992～2007年江蘇的時間序列數據，對外商直接投資總量和經濟增長之間的關系進行了實證分析，結果發現外商直接投資阻礙了江蘇的經濟增長。

盡管外商直接投資與經濟增長有很強的相關性，但兩者之間是否存在因果關系及因果關系的方向并無一致結論，因果關系的確定一般采用Granger因果關系檢驗的方法。莊麗娟、賀梅英（2005）以及姚戰琪（2012）都分別驗證了服務業利用外國直接投資與經濟增長存在著單向Granger 因果關系，但方向并不相同。魏鋒、曹中（2007）對我國服務業發展與經濟增長的因果關系研究中的結論表明，對東部地區而言，經濟增長是服務業發展水平的長期原因和短期原因。陳一鳴、李長松（2011）對山東省FDI與經濟增長的研究中得出，山東省GDP與FDI具有雙向的格蘭杰因果關系。Wang K.N Tang T C.（2011）檢驗了新加坡FDI與服務業就業之間存在著雙向的格蘭杰因果關系。

以上的研究大部分是基于國家和區域層面的。研究省市級層面的，服務業領域外商直接投資與經濟增長關系的卻不是很多。本文從外商直接投資、服務業增加值和經濟增長之間的互動關系，根據1992～2012年的經濟數據，進行相應的協整檢驗。研究江蘇省服務業外商投資與經濟增長是否存在長期的穩定關系，得出較可靠的研究結果，并提出相應的政策建議。

二、模型的構建與樣本數據

（一）模型構建

根據波特的“鉆石模型”，服務業 FDI 的“技術外溢效應”可以提高東道國服務業的發展。服務業 FDI 有利于提高東道國對新服務產品的需求，提高服務業和相關產業的發展，進而促進服務貿易的發展。服務業增加值可以衡量服務業發展水平。服務業外商直接投資、服務業增加值對我國經濟增長的影響，除了服務業外商直接投資和服務業增加值分別對經濟增長的直接影響之外，還通過服務業外商直接投資與服務業增加值之間的交互影響從而對我國經濟增長產生間接影。因此三變量之間存在極為密切的聯系。為了克服傳統經濟計量方法不足等問題，基于此，本文采用向量自回歸模型的分析方法，本文設定基本模型為

SFDI

SG

SGDP=α1SFDIt-1

SGt-1

SGDPt-1+α2SFDIt-2

SGt-2

SGDPt-2+α3SFDIt-3

SGt-3

SGDPt-3+Λ+e1t

e2t

e3t，t=1，2，…T（1）

其中，SFDI、SG、SGDP分別表示江蘇省服務業外商直接投資、服務業增加值、江蘇省生產總值，e為擾動向量。

（二）數據來源和研究方法

本文選取時間段為1992～2012 年，江蘇省歷年的SFDI、服務業增加值和全省歷年的GDP為時間序列數據樣本，建立了向量自回歸模型的分析方法，從省際視角探討與經濟增長的關系。具體包括時間序列平穩性檢驗、協整檢驗、向量誤差修正模型Granger因果分析等多種方法。為統一口徑，本文采用如下公式對SFDI進行換算：

SFDI=SFDI現值/美元對人民幣的匯率（采用各年份的中間價）。

GDP數據、服務業增加值數據和SFDI數據均來源于歷年的 《江蘇統計年鑒》和《中國統計年鑒》，經處理后單位均為億元。為消除時間變量數據存在的異方差性，并考慮到對各時間序列數據取對數形式后不會改變它們之間的計量關系。對所有變量采取對數形式，由于各變量都是名義變量，以1992年為基期的國內生產總值縮減指數進行序列調整，得到各變量實際值。各變量具體表示如下：LSFDI表示江蘇省服務業實際利用外商直接投資流量，LSG表示江蘇省服務業增加值，LSGDP表示江蘇省生產總值。dLSFDI、dLSG、dLSGDP分別表示服務業實際利用外商投資、服務業增加值、國內生產總值的一階差分變量。

三、模型檢驗與數據分析

（一）圖形分析

從圖2可以看出，江蘇省服務業外商直接投資、服務業增加值、以及GDP在1992～2012年期間，三個時間序列都處于上升的趨勢，除了外商直接投資序列有明顯的波動外，其他兩個序列都較為平穩，且處于平穩上升的狀態。1997年以來我國經濟開始受到通貨緊縮的困擾，以及爆發的東亞金融危機使2001年江蘇省外商直接投資達到同期的最低點35.9億元，比1999年下降了42.4%。而在2001年以后除了2009年受到金融危機的影響以及2012年受美國次貸危機的影響，外商直接投資和服務業增加值有所減少外，江蘇省外商直接投資和服務業增加值都在逐年穩步提升，服務業外商直接投資年平均增長59.3%。

（二）單位根檢驗

傳統的時間序列分析通常假定所使用的經濟變量滿足平穩性要求，事實上絕大多數經濟時間序列變量都是非平穩的，利用非平穩的時間序列數據進行回歸會導致虛假回歸，因此在對經濟變量的時間序列進行回歸分析前，應首先進行單位根檢驗以判別平穩性。本文將采用目前普遍采用的ADF檢驗法進行單位根檢驗，即對于時間序列Xt建立下列方程：

ΔXt=C+βt+γXt-1+εiΔXt-i+μt（2）

H0∶γ=0

其中C為常數項，t為趨勢項。若接受原假設H0，則說明序列Xt存在單位根，是非平穩的；否則說明序列Xt不存在單位根。方程中加入P個滯后項是為了使殘差項Lt成為白噪音。對于非平穩的變量還要檢驗其差分的平穩性。如果變量的n階差分是平穩的，則稱此變量是n階單整，記為I（n）。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系的必要條件。

從單位根檢驗的結果，如表1，可以看出三個時間序列在10%的顯著水平上均不平穩，但其一階差分序列dLSFDI、dLSG、dLSGDP轉變為平穩序列，即dLSFDI、dLSG、dLSGDP均為I（1）。從圖3可看出，3個時間序列經過一階差分后，轉變為平穩序列，已不存在序列自相關和時間趨勢。

（三）協整檢驗

如果同階單整變量的某種線性組合是平穩的，則稱變量間存在協整關系，協整關系是非平穩的單整變量之間存在的一種長期均衡關系，其經濟意義在于：兩個或多個變量，雖然具有各自的長期波動規律，但如果它們是協整的，則它們之間存在一種長期穩定的比例關系。

依據EG檢驗，為檢驗LSFDI與LSG及LSGDP是否存在協整關系，需要考察方程中回歸殘差是否平穩，如果回歸殘差平穩，則說明存在協整關系，回歸方程描述了變量之間的長期穩定關系。具體結果見表2。統計結果表明，江蘇省服務業外商直接投資、服務業增加值、生產總值三變量之間在10%的顯著水平上存在協整方程，最終正規化后的協整方程為（括號中數字為t檢驗值）

LSGDP=++

（3）

從協整方程的估計系數的結果可以看出，江蘇省服務業外商直接投資、省內生產總值均與服務業增加值正相關。國內生產總值增加1%，服務業增加值增長近0.22%；服務業外商投資增長1%，服務業增加值增長近0.41%。江蘇省生產總值與服務業增加值的相關系數小于服務業外商直接投資與服務業增加值的相關系數，即國內生產總值對服務業增加值的促進和推動作用小于服務業外商投資對服務業增加值的影響。

（四）格蘭杰因果檢驗

從上述的協整檢驗結果可以看出，江蘇省服務業外商直接投資、服務業增加值、國內生產總值三變量之間均存在長期的均衡關系。通過格蘭杰因果檢驗方法，可以進一步確認三變量之間的均衡關系是否構成因果關系，具體計量結果見表3。

根據表3的檢驗結果，可以得出在1%的顯著水平上，GDP的增長是引起服務業外商直接投資增加的格蘭杰原因，也是引起服務業增加值增長的格蘭杰原因。隨著我國經濟的不斷發展，越來越多的海外投資者看中中國市場，紛紛到華投資設廠，而江蘇省是經濟發達且交通運輸便利的大省，因此GDP的不斷增長在一定程度上促進了服務業外商直接投資的增加。

在5%的顯著水平上，服務業增加值是引起外商直接投資的格蘭杰原因。與姜建平、趙伊川（2007）采用1994～2003年的數據，發現服務業利用外國直接投資與我國服務業增長之間存在顯著的正相關關系，得出的結論相一致。說明只有不斷地優化服務業發展模式，加大力度發展服務業，才能更多地吸引外資。

檢驗結果表明，江蘇省服務業外商投資流量與GDP不存在雙向的格蘭杰因果關系。雖然GDP的增長是引起服務業外商直接投資增加的格蘭杰原因，但是服務業外商直接投資的增加不是引起GDP增長的格蘭杰原因。從本文實證分析結果可以看出，雖然服務業外商投資與江蘇省經濟增長變量之間有顯著的正相關關系，可將外商直接投資視為江蘇省生產總值增長不可缺少的動力之一，但是服務業外商直接投資仍為江蘇省生產總值增長的外生變量。

四、結論與啟示

本文運用單位根檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗等時間序列分析方法，基于1992～2012年的數據，對江蘇省服務業外商直接投資流量、服務業增加值與生產總值的協整關系研究表明，江蘇省服務業增加值、生產總值均與服務業外商直接投資正相關，說明積極推進江蘇省經濟增長模式的轉型和轉變經濟增長方式是促進服務業快速發展的根本途徑。生產總值與服務業增加值的相關系數小于服務業外商直接投資與服務業增加值的相關系數，即生產總值對服務業增加值的促進和推動作用小于服務業外商投資對服務業增加值的影響。

服務業外商直接投資與GDP不存在雙向因果關系的根源在于江蘇省服務業利用外資質量不高。因此，在促進我國服務業外商直接投資規模增長的同時，須不斷推進利用外資由量向質的根本轉變。本文研究表明，GDP的增長是引起服務業外商直接投資增加的格蘭杰原因，但是服務業外商直接投資的增加不是引起GDP增長的格蘭杰原因。從經濟上分析，江蘇省經濟增長所創造的良好的經濟環境必然增強對服務業外商直接投資的吸引力，但外商直接投資的增加只是GDP增長的外生變量，并不是真正帶動其發展的內在原因。因此，有必要采取措施擴大江蘇省服務業引資，促進服務業外商直接投資與經濟增長的良性互動。可以提出如下建議：第一，優化實際利用FDI的產業結構。要從根本上學習外國的先進技術和方法，從源頭上改變引進外資的格局。第二，改善引進外資的環境。在引導外商直接投資促進經濟發展的關系上，要積極做好改善外商直接投資環境的工作，營造多贏氛圍與格局。透過優勢產業輻射弱勢產業，形成良性循環的產業，從而進一步促進江蘇省經濟的發展。

參考文獻：

[1]Alan A. Bevan，Saul Estrin. The determinants of foreign direct investment into European transition economies[J].Journal of Comparative Economics，2004（32）.

[2]De Mello，Luiz R Jr.Foreign. Direct Investment-Ied Growth：Evidence from Time Series and Panel Data[J].Oxford Economic Papers，1999（51）.

[3]Borensztein Eduardo，Jose De Gregorio，Jong-Wha Lee.How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth[Z].NBER Working Papers 5057，National Bureauof Economic Research，1995.

[4]王新華.我國服務業外商直接投資的經濟增長效應——基于9個行業面板數據的實證研究[J].國際貿易問題，2007（09）.

[5]王英.外商直接投資與江蘇經濟增長——基于FDI總量和產業分布的實證分析[J].工業技術經濟，2009（10）.

[6]莊麗娟，賀梅英.服務業利用外商直接投資對中國經濟增長作用機理的實證研究[J].世界經濟研究，2005（08）.

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[8]魏鋒，曹中.我國服務業發展與經濟增長的因果關系研究——基于東、中、西部面板數據的實證研究[J].統計研究，2007（02）.

[9]姜建平，趙伊川.SFDI與中國服務業增長關系的實證分析[J].國際貿易問題，2007（04）.

[10]夏杰長，姚戰琪.服務業外商投資與經濟結構調整：基于中國的實證研究[J].南京大學學報，2013（03）.

*基金項目：教育部規劃課題“長三角地區自主創新與利用FDI的協同發展研究”（編號：13YJAT90034）。

（作者單位：江蘇大學財經學院）