外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的供給效應(yīng)*——基于湖北1995—2014年樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

張勇李娟

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

經(jīng)過(guò)30多年的發(fā)展，外商直接投資 （FDI）已經(jīng)成為我國(guó)利用外資的主要形式，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)中發(fā)揮了重要作用。學(xué)界對(duì)如何評(píng)價(jià)外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用可謂仁者見仁、智者見智。有的學(xué)者認(rèn)為FDI是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因之一，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是吸引FDI的原因；有的學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是吸引FDI的原因，F(xiàn)DI對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)沒有明顯的正面影響，甚至還對(duì)東道國(guó)產(chǎn)生負(fù)面影響；而有的學(xué)者認(rèn)為FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果，相互促進(jìn)。如何科學(xué)、客觀地認(rèn)識(shí)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，成為經(jīng)濟(jì)學(xué)重要的研究課題。

隨著中國(guó)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(jī)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(jì)達(dá) 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(duì)湖北省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及外商直接投資狀況進(jìn)行深入了解，也需要對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資的相互關(guān)系進(jìn)行分析，更需要對(duì)外商直接投資如何影響湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加以系統(tǒng)研究，從而對(duì)今后的引資政策調(diào)整給予一定的實(shí)證支持。

在用實(shí)證方法研究外商直接投資 （FDI）與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系中，較多的學(xué)者認(rèn)為，F(xiàn)DI在東道國(guó)會(huì)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，促進(jìn)東道國(guó)的技術(shù)進(jìn)步，提高東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)效率，擴(kuò)大東道國(guó)的出口，從而對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著積極的作用。①Chen等認(rèn)為外資企業(yè)的出現(xiàn)使國(guó)內(nèi)企業(yè)面臨巨大競(jìng)爭(zhēng)壓力，外資企業(yè)雄厚的技術(shù)和管理實(shí)力迫使國(guó)內(nèi)企業(yè)增加研發(fā) （R&D）投入，從而提高其資本存量的邊際生產(chǎn)力；另外，外資企業(yè)的技術(shù)、管理和營(yíng)銷等方面的知識(shí)將會(huì)產(chǎn)生外溢，使東道國(guó)受益，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)②。U.Walz把外商直接投資納人包含內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步的動(dòng)態(tài)一般均衡模型中，并把新產(chǎn)品的研制地與生產(chǎn)地分開，即跨國(guó)公司在R&D基礎(chǔ)設(shè)施完備的發(fā)達(dá)國(guó)家研究設(shè)計(jì)新產(chǎn)品后，再通過(guò)FDI在低成本的發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行生產(chǎn)，從而產(chǎn)生跨國(guó)間的技術(shù)外溢③。R.Barrell和N.Pain通過(guò)模型分析了歐洲不斷增長(zhǎng)的跨國(guó)投資對(duì)投資國(guó)和東道國(guó)產(chǎn)生的廣泛影響，尤其是對(duì)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織 （OECD）幾個(gè)成員國(guó)出口績(jī)效的影響，計(jì)量了外資企業(yè)的技術(shù)轉(zhuǎn)讓在多大程度上促進(jìn)德國(guó)和英國(guó)的技術(shù)迸步，提出外國(guó)直接投資迅速增長(zhǎng)的主要原因之一是為了使企業(yè)特有的知識(shí)資產(chǎn)得到充分利用，這意味著國(guó)際投資是技術(shù)擴(kuò)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(chǔ)上使用69個(gè)發(fā)展中國(guó)家1970—1989年的小組數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)OECD的直接投資對(duì)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)在東道國(guó)具有吸收先進(jìn)技術(shù)能力的前提條件下，F(xiàn)DI作為技術(shù)轉(zhuǎn)移的重要工具，可以為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作出積極貢獻(xiàn)，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高于國(guó)內(nèi)投資⑤。De Mello認(rèn)為，一方面通過(guò)FDI可以引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備，以及管理方法和營(yíng)銷手段；另一方面也可以通過(guò)培訓(xùn)員工等增加?xùn)|道國(guó)的資本存量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)⑥。J.Shan、C.Tian和F.Sun在FDI與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系分析中利用Toda和Yamanoto提出的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)公式，測(cè)試了中國(guó)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)績(jī)，中國(guó)的工業(yè)增長(zhǎng)與利用外資存在雙向因果關(guān)系 （Two－way Causality）；中國(guó)應(yīng)一方而采取措施鼓勵(lì)外資，另一方面也要繼續(xù)改革，充分利用國(guó)內(nèi)資源，繼續(xù)保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Thanh and Duong通過(guò)研究外商直接投資對(duì)越南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，他們發(fā)現(xiàn)，外商直接投資通過(guò)影響本土企業(yè)的出口傾向，進(jìn)而通過(guò)出口帶動(dòng)來(lái)促進(jìn)越南的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Alfaro和Charlton以O(shè)ECD數(shù)據(jù)為研究樣本，總結(jié)出不同質(zhì)量的外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響并不一致，而在衡量外資質(zhì)量的方法上，他們主要選擇了外資進(jìn)入東道國(guó)的方式、外資來(lái)源國(guó)、外資投資的行業(yè)、東道國(guó)的產(chǎn)業(yè)政策等指標(biāo)。

關(guān)于外商直接投資與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問(wèn)題，國(guó)內(nèi)許多學(xué)者也作了有益的探討。李靜萍利用協(xié)整與誤差修正模型對(duì)經(jīng)濟(jì)全球化與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為全球化 （包括外商投資）對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的促進(jìn)作用，但國(guó)內(nèi)投資仍然是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要推動(dòng)力⑦。杜江、高建文通過(guò)因果關(guān)系檢驗(yàn)指出，能夠以96.6%的概率確信外國(guó)直接投資帶動(dòng)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時(shí)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展又吸引了外國(guó)直接投資，兩者之間具有雙向因果關(guān)系⑧。蕭政和沈艷利用中國(guó)和其他23個(gè)發(fā)展中國(guó)家總量時(shí)間序列資料進(jìn)行分析，認(rèn)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與外國(guó)直接投資之間存在著相互影響、相互促進(jìn)的互動(dòng)關(guān)系，并認(rèn)為穩(wěn)定可靠的組織機(jī)構(gòu)和城市化的發(fā)展在吸引外資方面也有重要作用，它們是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素⑨。張衛(wèi)東研究了中部地區(qū)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出了FDI對(duì)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著影響，且這種影響程度受政策作用的結(jié)論⑩。毛英、閆敏的實(shí)證研究通過(guò)FDI對(duì)出口貿(mào)易等傳導(dǎo)變量影響系數(shù)求得6個(gè)傳導(dǎo)變量對(duì)GDP影響的彈性系數(shù)，最終得到FDI通過(guò)各傳導(dǎo)變量對(duì)GDP的影響程度大小，證明了FDI主要是通過(guò)帶動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guān)性分析結(jié)果

二、數(shù)據(jù)和實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的回歸分析

本文分析主要采用兩個(gè)指標(biāo)：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）和外商直接投資 （FDI）。實(shí)證分析中選取1995—2014年為數(shù)據(jù)樣本區(qū)間，所有數(shù)據(jù)來(lái)自歷年的 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和 《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》 （見表1）。為了減少偏差，考慮了各年人民幣對(duì)美元的平均匯價(jià)，將當(dāng)年的FDI數(shù)據(jù)折算成人民幣為單位，各年人民幣對(duì)美元的平均匯價(jià)數(shù)據(jù)來(lái)自《2014年中國(guó)金融年鑒》。

通過(guò)Eview7.0軟件對(duì)GDP和FDI作相關(guān)性分析如表2所示。

從表2中可以看出FDI與GDP的相關(guān)系數(shù)為0.954776，說(shuō)明兩者有較強(qiáng)的相關(guān)性，即湖北省吸收和實(shí)際利用外商直接投資與湖北省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間具有正向高度相關(guān)關(guān)系。為確立FDI與GDP的相互作用與影響的具體形式，需進(jìn)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(duì)FDI與GDP兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得出新的變量序列，分別記為L(zhǎng)NFDI和LNGDP（見下表 3）。

利用下表3的數(shù)據(jù)，進(jìn)行回歸分析，得到如下回歸方程：

R2表示樣本決定系數(shù)，衡量的是在樣本范圍內(nèi)用回歸來(lái)預(yù)測(cè)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(gè)介于0到1之間的數(shù)，越接近1說(shuō)明回歸擬合效果越好。一般地，如果R2的取值超過(guò)0.8，認(rèn)為模型的擬合優(yōu)度比較高。

AR2稱為修正的樣本決定系數(shù)，它綜合了精度和變量數(shù)兩個(gè)因素，兼顧了精確性和簡(jiǎn)潔性，AR2不隨自變量的個(gè)數(shù)增加而增加，用來(lái)判別擬合優(yōu)度比R2更有效。

F統(tǒng)計(jì)量是對(duì)回歸式中的所有系數(shù)為零 （除截距項(xiàng)）的假設(shè)檢驗(yàn)。如果F統(tǒng)計(jì)量超過(guò)了臨界值，那么至少有一個(gè)系數(shù)可能不為零。

方程 （1）表明：LNGDP和LNFDI存在正相關(guān)關(guān)系，即外商直接投資每增長(zhǎng)1%，就會(huì)帶來(lái)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值0.917%的平均增長(zhǎng)，且模型的擬合優(yōu)度比較高。

2.單位根檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn)方法，對(duì)LNFDI序列、LNGDP序列、LNGDP的一階差分序列分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。先選含趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)，如果趨勢(shì)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不明顯，再選只含常數(shù)項(xiàng)的；如果常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不明顯，就選擇常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)均不包括的一項(xiàng)。滯后期的確定主要是根據(jù) AIC （Akaike Information Criterion） 準(zhǔn)則和 SC （Sehwarz Criterion）準(zhǔn)則來(lái)確定。AIC準(zhǔn)則是赤池信息準(zhǔn)則，用來(lái)對(duì)方程中的滯后期數(shù)選擇提供指導(dǎo)，它是在殘差平方和的基礎(chǔ)上進(jìn)行的。在特定條件下，可以通過(guò)選擇使AIC達(dá)到最小值的方式選擇最優(yōu)滯后分布的長(zhǎng)度；AIC的值越小越好。SC準(zhǔn)則是施瓦茨準(zhǔn)則的簡(jiǎn)稱，實(shí)際運(yùn)用時(shí)也要求SC的值越小越好。

表3 1995—2014年湖北省GDP和FDI的對(duì)數(shù)值

從表4單位根檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出：LNFDI序列統(tǒng)計(jì)的ADF檢驗(yàn)值為－10.09189，其值小于三個(gè)不同顯著水平下的臨界值。此時(shí)趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的t值都顯著，因此拒絕非平穩(wěn)和存在單位根的假設(shè)，得出LNFDI序列是平穩(wěn)的序列。

表4 一階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

LNGDP序列ADF統(tǒng)計(jì)的檢驗(yàn)值為7.3170，其值大于三個(gè)不同顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕非穩(wěn)定和存在單位根的假設(shè)，得出LNGDP序列是不平穩(wěn)的序列。

LNGDP的一階差分序列ADF統(tǒng)計(jì)的檢驗(yàn)值為－1.093712，其值大于三個(gè)不同顯著水平下的臨界值，因此不能拒絕非穩(wěn)定和存在單位根的假設(shè)，得出LNGDP序列是不平穩(wěn)的序列。

3.向量自回歸模型 （VAR）實(shí)證分析

綜上所述，經(jīng)ADF檢驗(yàn)可知，所給數(shù)據(jù)不滿足格蘭杰因果檢驗(yàn)的條件，不能用格蘭杰因果檢驗(yàn)，下面用向量自回歸模型 （VAR）對(duì)數(shù)據(jù)作進(jìn)一步探討。顯示結(jié)果如下表5、表6；VAR系統(tǒng)，滯后三期；DLS估計(jì)，觀測(cè)值1998－2014 （T=17）。

對(duì)數(shù)似然函數(shù)值=56.462572

在5%的顯著性水平下，剔除不顯著的系數(shù)，得到回歸方程為：

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

三、結(jié)論與政策建議

1.FDI對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的供給效應(yīng)，保證FDI“增量”十分關(guān)鍵

研究結(jié)論表明，LNGDP滯后一期和LNFDI滯后二期對(duì)當(dāng)期的LNGDP有顯著影響，當(dāng)其它因素在一定水平下固定時(shí)，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(dòng)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，更多依靠的是它帶來(lái)的長(zhǎng)期的供給效應(yīng)，即外商直接投資的資本、技術(shù)、人才、信息和市場(chǎng)等方面的整體資源整合及溢出效應(yīng)，對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用更加顯著。因此，相關(guān)政府部門應(yīng)該努力抓住發(fā)展機(jī)遇，進(jìn)一步采取有力措施，保持外資長(zhǎng)期持續(xù)增長(zhǎng)，使其在湖北繼續(xù)充分發(fā)揮對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

2.湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI流入的影響不是非常明顯，要繼續(xù)優(yōu)化制度和政策環(huán)境

由于FDI流入和增長(zhǎng)的因素除了長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)外，還包括短期內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)和政治環(huán)境、匯率波動(dòng)、生產(chǎn)成本、市場(chǎng)波動(dòng)等。湖北省外商直接投資受區(qū)位因素、開放政策的傾斜度、市場(chǎng)化的成熟度、人力資本和制度變遷等內(nèi)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(dòng)力和掌握先進(jìn)實(shí)用技術(shù)的工程師，城市化工業(yè)化水平不斷提高，基礎(chǔ)設(shè)施好，交通便利以及許多外商直接投資區(qū)域集聚。LNFDI滯后一期對(duì)LNFDI當(dāng)期有正向的影響，當(dāng)LNFDI滯后一期增加1%，LNFDI當(dāng)期平均增加0.793914%，說(shuō)明湖北省引進(jìn)外資力度逐年增加，也說(shuō)明該省的對(duì)外開放程度也逐年增加。因此，政府只要努力維護(hù)宏觀經(jīng)濟(jì)、金融環(huán)境的穩(wěn)定，繼續(xù)按照世界貿(mào)易組織等國(guó)際規(guī)則對(duì)涉及FDI的法律、法規(guī)進(jìn)行規(guī)范化清理，就能更好地留住優(yōu)質(zhì)的FDI。

表5 GDP的VAR檢驗(yàn)結(jié)果

表6 FDI的VAR檢驗(yàn)結(jié)果

注釋：

① 盧鐵玲等： 《FDI技術(shù)溢出影響因素的區(qū)域差異——基于中國(guó)省際工業(yè)面板數(shù)據(jù)的因子分析》， 《貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》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(jīng)濟(jì)全球化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)分析》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2001年第7期。

⑧ 杜江、高建文： 《外商直接投資與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系分析》， 《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2002年第1期。

⑨ 蕭政、沈艷： 《外國(guó)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系和影響》， 《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》2002年第1期。

⑩ 張衛(wèi)東： 《中部地區(qū)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的分析》， 《華東經(jīng)濟(jì)管理》2005年第12期。

? 毛英、閆敏： 《FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2011年第8期。