外商直接投資對經濟增長的供給效應*——基于湖北1995—2014年樣本數據的實證分析

張勇李娟

一、引言與相關文獻評述

經過30多年的發展，外商直接投資 （FDI）已經成為我國利用外資的主要形式，在我國經濟建設中發揮了重要作用。學界對如何評價外商直接投資對經濟增長的作用可謂仁者見仁、智者見智。有的學者認為FDI是促進經濟增長的原因之一，而經濟增長不是吸引FDI的原因；有的學者認為經濟增長是吸引FDI的原因，FDI對一國經濟沒有明顯的正面影響，甚至還對東道國產生負面影響；而有的學者認為FDI與經濟增長互為因果，相互促進。如何科學、客觀地認識外商直接投資與經濟增長之間的關系，成為經濟學重要的研究課題。

隨著中國加入WTO和中部崛起的深入，湖北省吸引外商直接投資面臨新的機遇。湖北始終是中部吸收外商直接投資最多的省份，1995—2014年間湖北吸收外商直接投資累計達 3431.22億美元，占中部六省外商直接投資總額的30%以上。在這種背景下，我們既需要對湖北省的經濟發展水平及外商直接投資狀況進行深入了解，也需要對湖北經濟增長與外商直接投資的相互關系進行分析，更需要對外商直接投資如何影響湖北經濟增長加以系統研究，從而對今后的引資政策調整給予一定的實證支持。

在用實證方法研究外商直接投資 （FDI）與經濟增長的關系中，較多的學者認為，FDI在東道國會產生技術溢出效應，促進東道國的技術進步，提高東道國的經濟效率，擴大東道國的出口，從而對東道國的經濟增長起著積極的作用。①Chen等認為外資企業的出現使國內企業面臨巨大競爭壓力，外資企業雄厚的技術和管理實力迫使國內企業增加研發 （R&D）投入，從而提高其資本存量的邊際生產力；另外，外資企業的技術、管理和營銷等方面的知識將會產生外溢，使東道國受益，促進經濟增長②。U.Walz把外商直接投資納人包含內生技術進步的動態一般均衡模型中，并把新產品的研制地與生產地分開，即跨國公司在R&D基礎設施完備的發達國家研究設計新產品后，再通過FDI在低成本的發展中國家進行生產，從而產生跨國間的技術外溢③。R.Barrell和N.Pain通過模型分析了歐洲不斷增長的跨國投資對投資國和東道國產生的廣泛影響，尤其是對經濟合作與發展組織 （OECD）幾個成員國出口績效的影響，計量了外資企業的技術轉讓在多大程度上促進德國和英國的技術迸步，提出外國直接投資迅速增長的主要原因之一是為了使企業特有的知識資產得到充分利用，這意味著國際投資是技術擴散的主要渠道④。

E.Borensztein、J.Gregorio和 J－W.Lee在 R.Barro和Sala－I－Martin理論模型基礎上使用69個發展中國家1970—1989年的小組數據，檢驗OECD的直接投資對發展中國家經濟增長的影響，發現在東道國具有吸收先進技術能力的前提條件下，FDI作為技術轉移的重要工具，可以為經濟增長作出積極貢獻，并且對經濟增長的貢獻率高于國內投資⑤。De Mello認為，一方面通過FDI可以引進先進技術和設備，以及管理方法和營銷手段；另一方面也可以通過培訓員工等增加東道國的資本存量，促進經濟增長⑥。J.Shan、C.Tian和F.Sun在FDI與中國經濟增長的因果關系分析中利用Toda和Yamanoto提出的格蘭杰因果關系檢驗公式，測試了中國FDI與經濟增長關系的實績，中國的工業增長與利用外資存在雙向因果關系 （Two－way Causality）；中國應一方而采取措施鼓勵外資，另一方面也要繼續改革，充分利用國內資源，繼續保持經濟增長。Thanh and Duong通過研究外商直接投資對越南經濟增長的影響，他們發現，外商直接投資通過影響本土企業的出口傾向，進而通過出口帶動來促進越南的經濟增長；Alfaro和Charlton以OECD數據為研究樣本，總結出不同質量的外商直接投資對經濟增長產生的影響并不一致，而在衡量外資質量的方法上，他們主要選擇了外資進入東道國的方式、外資來源國、外資投資的行業、東道國的產業政策等指標。

關于外商直接投資與中國經濟增長的關系問題，國內許多學者也作了有益的探討。李靜萍利用協整與誤差修正模型對經濟全球化與中國經濟增長的關系進行了分析，認為全球化 （包括外商投資）對中國經濟增長具有積極的促進作用，但國內投資仍然是中國經濟增長的主要推動力⑦。杜江、高建文通過因果關系檢驗指出，能夠以96.6%的概率確信外國直接投資帶動了中國經濟發展，同時中國經濟的發展又吸引了外國直接投資，兩者之間具有雙向因果關系⑧。蕭政和沈艷利用中國和其他23個發展中國家總量時間序列資料進行分析，認為國內生產總值與外國直接投資之間存在著相互影響、相互促進的互動關系，并認為穩定可靠的組織機構和城市化的發展在吸引外資方面也有重要作用，它們是促進經濟增長的重要因素⑨。張衛東研究了中部地區FDI與經濟增長的關系，得出了FDI對中部地區經濟增長具有顯著影響，且這種影響程度受政策作用的結論⑩。毛英、閆敏的實證研究通過FDI對出口貿易等傳導變量影響系數求得6個傳導變量對GDP影響的彈性系數，最終得到FDI通過各傳導變量對GDP的影響程度大小，證明了FDI主要是通過帶動進口貿易來促進經濟增長的?。

表1 1995—2014年湖北省GDP和FDI（單位：億元人民幣）

表2 FDI與GDP相關性分析結果

二、數據和實證分析

1.數據的回歸分析

本文分析主要采用兩個指標：國內生產總值 （GDP）和外商直接投資 （FDI）。實證分析中選取1995—2014年為數據樣本區間，所有數據來自歷年的 《中國統計年鑒》和 《湖北省統計年鑒》 （見表1）。為了減少偏差，考慮了各年人民幣對美元的平均匯價，將當年的FDI數據折算成人民幣為單位，各年人民幣對美元的平均匯價數據來自《2014年中國金融年鑒》。

通過Eview7.0軟件對GDP和FDI作相關性分析如表2所示。

從表2中可以看出FDI與GDP的相關系數為0.954776，說明兩者有較強的相關性，即湖北省吸收和實際利用外商直接投資與湖北省國內生產總值之間具有正向高度相關關系。為確立FDI與GDP的相互作用與影響的具體形式，需進行線性回歸分析，建立二者的回歸方程。為了消除可能的異方差，故對FDI與GDP兩個變量取自然對數，得出新的變量序列，分別記為LNFDI和LNGDP（見下表 3）。

利用下表3的數據，進行回歸分析，得到如下回歸方程：

R2表示樣本決定系數，衡量的是在樣本范圍內用回歸來預測被解釋變量的好壞程度，表示總離差平方和中由回歸方程可以解釋的部分所占的比例，這一比例越大，回歸方程可以解釋的部分越多，模型越精確，回歸的效果越顯著。R2是一個介于0到1之間的數，越接近1說明回歸擬合效果越好。一般地，如果R2的取值超過0.8，認為模型的擬合優度比較高。

AR2稱為修正的樣本決定系數，它綜合了精度和變量數兩個因素，兼顧了精確性和簡潔性，AR2不隨自變量的個數增加而增加，用來判別擬合優度比R2更有效。

F統計量是對回歸式中的所有系數為零 （除截距項）的假設檢驗。如果F統計量超過了臨界值，那么至少有一個系數可能不為零。

方程 （1）表明：LNGDP和LNFDI存在正相關關系，即外商直接投資每增長1%，就會帶來國內生產總值0.917%的平均增長，且模型的擬合優度比較高。

2.單位根檢驗

采用ADF檢驗方法，對LNFDI序列、LNGDP序列、LNGDP的一階差分序列分別進行單位根檢驗。先選含趨勢項和常數項的檢驗，如果趨勢項的t統計量不明顯，再選只含常數項的；如果常數項的t統計量不明顯，就選擇常數項和趨勢項均不包括的一項。滯后期的確定主要是根據 AIC （Akaike Information Criterion） 準則和 SC （Sehwarz Criterion）準則來確定。AIC準則是赤池信息準則，用來對方程中的滯后期數選擇提供指導，它是在殘差平方和的基礎上進行的。在特定條件下，可以通過選擇使AIC達到最小值的方式選擇最優滯后分布的長度；AIC的值越小越好。SC準則是施瓦茨準則的簡稱，實際運用時也要求SC的值越小越好。

表3 1995—2014年湖北省GDP和FDI的對數值

從表4單位根檢驗結果中可以看出：LNFDI序列統計的ADF檢驗值為－10.09189，其值小于三個不同顯著水平下的臨界值。此時趨勢項和常數項的t值都顯著，因此拒絕非平穩和存在單位根的假設，得出LNFDI序列是平穩的序列。

表4 一階差分序列單位根檢驗結果

LNGDP序列ADF統計的檢驗值為7.3170，其值大于三個不同顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕非穩定和存在單位根的假設，得出LNGDP序列是不平穩的序列。

LNGDP的一階差分序列ADF統計的檢驗值為－1.093712，其值大于三個不同顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕非穩定和存在單位根的假設，得出LNGDP序列是不平穩的序列。

3.向量自回歸模型 （VAR）實證分析

綜上所述，經ADF檢驗可知，所給數據不滿足格蘭杰因果檢驗的條件，不能用格蘭杰因果檢驗，下面用向量自回歸模型 （VAR）對數據作進一步探討。顯示結果如下表5、表6；VAR系統，滯后三期；DLS估計，觀測值1998－2014 （T=17）。

對數似然函數值=56.462572

在5%的顯著性水平下，剔除不顯著的系數，得到回歸方程為：

方程 （2） （3）表明，LNFDI對LNGDP存在顯著性影響，LNGDP對LNFDI沒有顯著性影響。

三、結論與政策建議

1.FDI對湖北經濟增長具有明顯的供給效應，保證FDI“增量”十分關鍵

研究結論表明，LNGDP滯后一期和LNFDI滯后二期對當期的LNGDP有顯著影響，當其它因素在一定水平下固定時，LNFDI滯后二期增加1%，LNGDP平均增加0.494927%。由此可見，湖北外商直接投資拉動湖北經濟增長，更多依靠的是它帶來的長期的供給效應，即外商直接投資的資本、技術、人才、信息和市場等方面的整體資源整合及溢出效應，對湖北經濟發展作用更加顯著。因此，相關政府部門應該努力抓住發展機遇，進一步采取有力措施，保持外資長期持續增長，使其在湖北繼續充分發揮對宏觀經濟增長的促進作用。

2.湖北經濟增長對FDI流入的影響不是非常明顯，要繼續優化制度和政策環境

由于FDI流入和增長的因素除了長期的經濟增長趨勢外，還包括短期內宏觀經濟和政治環境、匯率波動、生產成本、市場波動等。湖北省外商直接投資受區位因素、開放政策的傾斜度、市場化的成熟度、人力資本和制度變遷等內生和外延要素影響比較大。湖北省高校林立，擁有許多熟練的勞動力和掌握先進實用技術的工程師，城市化工業化水平不斷提高，基礎設施好，交通便利以及許多外商直接投資區域集聚。LNFDI滯后一期對LNFDI當期有正向的影響，當LNFDI滯后一期增加1%，LNFDI當期平均增加0.793914%，說明湖北省引進外資力度逐年增加，也說明該省的對外開放程度也逐年增加。因此，政府只要努力維護宏觀經濟、金融環境的穩定，繼續按照世界貿易組織等國際規則對涉及FDI的法律、法規進行規范化清理，就能更好地留住優質的FDI。

表5 GDP的VAR檢驗結果

表6 FDI的VAR檢驗結果

注釋：

① 盧鐵玲等： 《FDI技術溢出影響因素的區域差異——基于中國省際工業面板數據的因子分析》， 《貴州財經大學學報》2015年第3期。

②C.Chen,L.Chang and Y.Zhang,The Role of Foreign Direct Investment in China’s Post－1978 Economic Development,World Developments,1995,23(4),pp.691－703.

③U.Walz,Foreign Direct Investment and Growth,Economics,1997,64(253),pp.63－79.

④R.Barrell,N.Pain,Foreign Direct Investment,Technological Change and Economic Growth in Europe, The Economic Journal,1997,107(445),pp.1770－1776.

⑤ E.Borensztein,J.De Gregorio and J－W.Lee,How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth?Journal of International Economics,1998,45,pp.115-135.

⑥ Luiz De Mello,Foreign Direct Investment－Led Growth:Evidence from Time Series and Panel Data,Oxford Economic Papers,1999,51,pp.133-135.

⑦ 李靜萍： 《經濟全球化對中國經濟增長的貢獻分析》，《經濟理論與經濟管理》2001年第7期。

⑧ 杜江、高建文： 《外商直接投資與中國經濟增長的因果關系分析》， 《世界經濟文匯》2002年第1期。

⑨ 蕭政、沈艷： 《外國直接投資與經濟增長的關系和影響》， 《經濟理論與經濟管理》2002年第1期。

⑩ 張衛東： 《中部地區FDI與經濟增長關系的分析》， 《華東經濟管理》2005年第12期。

? 毛英、閆敏： 《FDI對中國經濟增長影響的實證研究》，《經濟問題》2011年第8期。