外商直接投資與安徽省經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

杜俊娟， 趙定濤

（1.安徽新華學院 商學院，合肥230088；2.中國科技大學 管理學院，合肥 230026）

外商直接投資與安徽省經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

杜俊娟1， 趙定濤2

（1.安徽新華學院 商學院，合肥230088；2.中國科技大學 管理學院，合肥 230026）

依據(jù)協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗的相關(guān)理論，利用安徽省1991－2010年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，通過建立GDP隨FDI直接增長模型，運用一元回歸分析方法，將外商直接投資及其相關(guān)指標作為模型的解釋量，將經(jīng)濟增長的相關(guān)指標作為被解釋變量引入到方程中，實證檢驗了安徽省FDI與GDP之間的關(guān)系。結(jié)果表明，安徽省FDI與GDP存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，F(xiàn)DI對GDP的增長具有正向推動作用，GDP增長對FDI的增長有促進效應(yīng)，實現(xiàn)了FDI與GDP的良性循環(huán)。

外商直接投資；經(jīng)濟增長；單位根檢驗；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗

在經(jīng)濟全球化背景下，各經(jīng)濟體間的聯(lián)系日益密切，國際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷增大，在許多國家，外商直接投資（foreign direct investment，簡稱FDI）已成為投資的重要來源。因而，F(xiàn)DI與資本輸入地經(jīng)濟增長間的關(guān)系已成為投資和經(jīng)濟增長領(lǐng)域研究的重要內(nèi)容。

目前，F(xiàn)DI對東道國特別是發(fā)展中東道國經(jīng)濟增長的影響有兩種截然對立的觀點，Kokko，Tansini和Zejan對烏拉圭的研究［1］與Sjoholm 對印度尼西亞的研究［2］表明，F(xiàn)DI對東道國經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)；而在Aitken和Harrison對委內(nèi)瑞拉的研究［3］中卻并沒有發(fā)現(xiàn)FDI的正效應(yīng)。在國內(nèi)，貢慧運用一元線性回歸分析方法計量分析了外商直接投資對中國經(jīng)濟的影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對我國整體經(jīng)濟增長的推動效應(yīng)十分明顯。［4］楊柳勇等基于分省和分區(qū)數(shù)據(jù)，利用修正過的De Mello模型研究了我國利用外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響作用，結(jié)果表明FDI對我國經(jīng)濟增長的正向積極作用，但是西部仍然是FDI作用最弱的區(qū)域，東部地區(qū)存在FDI過密和外商投資產(chǎn)業(yè)的過度競爭問題。［5］楊堅等運用我國中部地區(qū)1995－2008年的省際面板數(shù)據(jù)，實證分析了外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明外商直接投資是推動中部地區(qū)經(jīng)濟增長的有利因素，但這種推動效應(yīng)較小，中部地區(qū)的經(jīng)濟增長依然表現(xiàn)為依靠投資拉動。［6］蔣偉等基于地理加權(quán)回歸模型實證分析了FDI在長江三角洲城市的區(qū)位決定，發(fā)現(xiàn)勞動力成本、人力資本、市場規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及集聚因素是影響FDI分布的重要因素，各因素在不同城市的影響存在明顯的空間變異。［7］趙果慶應(yīng)用空間計量經(jīng)濟學與趨勢面分析相結(jié)合方法研究了FDI的空間集聚與趨勢面問題，發(fā)現(xiàn)空間因素對FDI集聚分布的相關(guān)性及其顯著。［8］

在國內(nèi)，安徽的經(jīng)濟總量與發(fā)展水平一直比較靠后，隨著“中部崛起”戰(zhàn)略的提出和國家級皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)的批準，安徽經(jīng)濟的發(fā)展進入了新的機遇期。葛秋穎采用區(qū)位選擇模型方法，結(jié)合逐步回歸分析對FDI在安徽省分布的影響因素進行了研究，認為影響安徽省FDI分布的因素主要有FDI的集聚效應(yīng)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和各市社會消費品零售總額三個因素。［9］張磊在對安徽省外商直接投資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的歷史數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，認為外商直接投資增加了安徽第二產(chǎn)業(yè)比重，而降低了第三產(chǎn)業(yè)在安徽GDP的比重。［10］而鄧小華通過實證分析揭示出FDI對安徽服務(wù)業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有積極的影響。［11］但從整體上看，安徽吸引的外商直接投資占全國的1%不到，遠低于東部沿海省份，為促進安徽經(jīng)濟的快速高效發(fā)展，需大量的資本投入，那么外商直接投資對安徽的經(jīng)濟增長是否有促進作用，其作用如何，兩者之間是否存在長期的協(xié)整關(guān)系？這些都是值得我們深入研究的課題。

一、安徽省利用外資的現(xiàn)狀與特征

（一）安徽FDI規(guī)模分析

改革開放后，安徽利用外資的規(guī)模和數(shù)量整體上呈現(xiàn)上升的趨勢，大致可以分為如圖1所示的四個階段；第一個階段為改革開放到1992年，由于缺乏外資利用的經(jīng)驗，相應(yīng)的配套措施不規(guī)范，利用外資的數(shù)量不多，整體上呈現(xiàn)平穩(wěn)發(fā)展的態(tài)勢；第二階段是從1992年到1996年，自鄧小平南巡講話后，全國各地都加大了改革開放的力度，各種有利的政策紛紛出臺，改善了FDI的投資環(huán)境，外資規(guī)模呈快速上升趨勢，到1996年底，安徽省FDI達到了5億美元；第三個發(fā)展階段是從1997年到2003年，由于受東南亞金融危機的影響，F(xiàn)DI的利用數(shù)額出現(xiàn)明顯下降；第四個發(fā)展階段是從2004年開始，借助于國家“中部崛起”戰(zhàn)略的實施和皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)契機，安徽省利用外資飛速發(fā)展，投資環(huán)境不斷完善，外資利用的質(zhì)量和水平逐步提升，2010年安徽省利用外資達50.14億美元，占全國4.57%。

圖1 安徽省實際利用FDI的規(guī)模

（二）外資的來源

目前，安徽與世界上200多個國家和地區(qū)有貿(mào)易往來，本著營造“親商、富商、安商”原則，積極鼓勵外商直接來安徽投資；如圖2所示，在2010年安徽利用的外商直接投資中，來自亞洲的投資比重最大，占了實際投資總額的62.6%，拉丁美洲次之，占13.7%，歐洲為11.5%，北美洲、大洋洲、非洲最少。從具體國家和地區(qū)上看，來自港澳臺的資金占了絕大部分，其中香港的投資就占了將近46.6%，新加坡、英屬維爾京群島、日本、美國、澳大利亞等也在我省進行了一定的投資，整體上看安徽外資來源地的集中度很高。

圖2 2010年安徽FDI來源地區(qū)構(gòu)成

（三）FDI投入的主要行業(yè)

改革開放后，安徽省FDI主要分布在勞動密集型企業(yè)，隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和完善，F(xiàn)DI在三次產(chǎn)業(yè)間的分布正在不斷的變化，幾乎涉及所有開放行業(yè)。如表1所示，2010年，制造業(yè)仍是吸引外資最集中的領(lǐng)域，占全省FDI的62.35%，其次為房地產(chǎn)業(yè)，占13.67%，但科技含量較高的科學研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)中FDI所占比重極低，隨著相關(guān)政策的落實和投資環(huán)境的改善，F(xiàn)DI將會以更快的速度進入我省金融、保險和其他高附加值的第三產(chǎn)業(yè)。同時，外資的投資方式正在發(fā)生變化，如表2所示，安徽FDI的投入方式經(jīng)歷了從早期以中外合資為主到目前以獨資經(jīng)營為主的轉(zhuǎn)變，2010年，安徽實際利用FDI中獨資經(jīng)營比重迅速上升到61.41%，而2000年的時候僅為40%，獨資經(jīng)營比重的上升顯示了外商對改革開放的信心和對安徽經(jīng)濟發(fā)展的認可。

表1 2010年FDI投資行業(yè)分布

表2 FDI投資方式變化（單位：萬美元）

二、FDI對安徽經(jīng)濟增長影響的實證分析

（一）計量方法與模型

1.ADF單位根檢驗——時間序列的平穩(wěn)性檢驗

為避免“偽回歸”而導致的結(jié)論無效，需要對所研究的變最序列進行單位根檢驗即平穩(wěn)性檢驗，檢驗的方法主要包括DF（Dickey－Fuller）檢驗法、ADF（Augmented Dickey——Fuller）檢驗法和PP（Phillips——Perron）檢驗法，本文選用ADF法檢驗變量的平穩(wěn)性［12］。ADF檢驗是基于下面三個模型來完成的：

模型1：

模型2：

模型3：

其中，t是時間變量，t＝1，2，3…T，代表了時間序列隨時間變化的趨勢。模型的虛擬假設(shè)都是H0：δ＝0，也就是存在一個單位根。實際檢驗從模型3開始，然后模型2、模型1。當檢驗拒絕零假設(shè)，即時間原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，停止檢驗。若三個模型均接受原假設(shè)，則原序列為非平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整檢驗——變量長期均衡關(guān)系的檢驗

協(xié)整檢驗在于揭示變量間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。若非平衡序列Xt經(jīng)過d次差分后達到平穩(wěn)，則稱其為d階單整序列；若序列X1t，X2t…Xnt都是d階單整的，若存在一個向量α＝（α1，α2，…αk），使得αXt～I（db），其中0＜b≤d，則此時Xt即為協(xié)整的。構(gòu)成兩變量線性組合的系數(shù)向量（a1，a2）為協(xié)整向量，對k個時間序列的協(xié)整以此類推。

3.誤差修正模型（ECM）——變量短期內(nèi)相關(guān)關(guān)系的檢驗

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量，它們之間的短期非均衡關(guān)系總可以用一個誤差修正模型來描述：

其中，μt－1是非均衡誤差項或者說是長期均衡偏差項，λ是短期調(diào)整參數(shù)。對于（1，1）階自回歸分布滯后模型，可表述為△yt＝a1△x＋a2（yt－1—βxt－1）＋μt，其中β是第一階段估計出來的，體現(xiàn)了兩變量之間的長期關(guān)系，而yt－1—βxt－1是誤差修正項，記為ECM，繼續(xù)用OLS法估計a1、a2，a1的估計值體現(xiàn)了兩變量間的短期動態(tài)關(guān)系。

4.格蘭杰檢驗——變量間因果關(guān)系的分析

Granger指出，如果變量之間是協(xié)整的，只能說明兩變量間是否存在長期均衡關(guān)系，為進一步確認二者之間是否存在因果關(guān)系則需進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。如根據(jù)y的過去值進行自回歸，如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對y的預(yù)測，就可以認為X是Y的Granger原因，反之亦然。檢驗方程如下［13］：

其中μt為零均值非自相關(guān)隨機誤差項（自噪聲）。原假設(shè)為：H0：βj＝0（j＝1，…n）意味著x不是y的原因。若原假設(shè)成立，則有：

（二）變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.變量選取

本文以1991－2010年作為研究時段，以安徽省實際利用外資金額來反映外商直接投資的水平，用FDI表示，該指標是經(jīng)過各年的銀行中間匯率換算所得的結(jié)果，單位以萬美元計算。以每年的國內(nèi)生產(chǎn)總值來反映經(jīng)濟水平，用GDP表示，單位以億元計算。為了減少數(shù)據(jù)可能存在的異方差，我們對兩組時間序列分別取自然對數(shù)，即以LFDI、LGDP來反映安徽省FDI和經(jīng)濟水平的狀況，其相應(yīng)的一階差分用D（LFDI）和D（LGDP）表示，二階差分用D（LFDI，2）和D（LGDP，2）表示。

2.數(shù)據(jù)處理

本文的實證分析中主要采用一元線性回歸分析方法［4］，將FDI作為模型的解釋量，將經(jīng)濟增長作為被解釋變量引人到方程中建立如下模型：

通過協(xié)整檢驗來判斷GDP與FDI之間的長期均衡關(guān)系，其次利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法來分析二者的關(guān)系，最后利用最小二乘回歸分析FDI對安徽省經(jīng)濟增長的貢獻程度，下面的檢驗和實證分析部分都將借助于Eiews6.0完成。

（三）實證研究

1.變量平穩(wěn)性檢驗

采用ADF檢驗對變量進行平穩(wěn)性分析，檢驗時采用AIC最小準則自動選擇滯后階數(shù)，檢驗順序如下：從含常數(shù)項和時間項模型開始，然后為只含常數(shù)項模型，最后為既不含常數(shù)項也不含時間項模型。對變量LFDI和LGDP及其一階差分和二階差分進行ADF檢驗，結(jié)果如表3所示。

ADF檢驗結(jié)果表明，LFDI和LGDP均沒通過5%的臨界值檢驗，表明這兩個變量都存在單位根，為非平穩(wěn)性序列。D（LFDI）和D（LGDP）也沒有通過5%的臨界值檢驗，表明這兩個變量的一階差分也為非平穩(wěn)性序列。而D（LFDI，2）和D（LGDP，2）均通過了1%的臨界值檢驗，表明這兩個變量的二階差分均為平穩(wěn)性序列，即LFDI和LGDP都是I（2）的。

表3 LFDI和LGDP的ADF檢驗

2.協(xié)整分析與誤差修正

本文采用EG兩步法對LFDI和LGDP兩變量進行協(xié)整檢驗。我們首先用OLS法對LFDI和LGDP進行回歸估計，建立如下模型：

OLS估計結(jié)果為：

其中，括號內(nèi)是對應(yīng)系數(shù)的t檢驗值。由于D.W.值比較低，即殘差項有較強的一階自相關(guān)性。因此將模型加入一階自回歸，估計結(jié)果如下：

可以發(fā)現(xiàn)，常數(shù)項的t檢驗值過低，通不過檢驗，同時D.W.值也沒有超過1，因此將模型去掉常數(shù)項，且再加入二階自回歸進行估計，結(jié)果如下：

通過D.W.值還無法確定是否存在一階自相關(guān)，因而對該模型的殘差進行LM 檢驗，LM（1）＝9.4347，P＝0.0078；LM（2）＝4.4037，P＝0.0328，說明該模型存在一階和二階自相關(guān)。因此加入三階自回歸，估計結(jié)果為：

由于D.W.值比較接近于2，可知該模型中不存在一階自相關(guān)，但不知是否存在高階自相關(guān)，因此對其殘差進行LM 檢驗，得到 LM（1）＝0.4094，P＝0.5334；LM（2）＝0.8761，P＝0.4414；LM（3）－0.9153，P＝0.4652，表明殘差序列既不存在一階自相關(guān)，也不存在高階自相關(guān)。White異方差檢驗（沒有交叉項）結(jié)果為，卡方為0.4826，伴隨概率為0.7856，表明殘差序列不存在異方差，各變量的t統(tǒng)計量都通過了1%的顯著性檢驗；因此，該模型的設(shè)置合理。對殘差序列進行單位根檢驗，選擇既無趨勢項也無常數(shù)項，根據(jù)AIC最小準則滯后階數(shù)選擇5，殘差的ADF統(tǒng)計量為－3.383385，1%顯著性水平下的臨界值為－2.771926，由此可見殘差不存在單位根，即為平穩(wěn)性序列，因而LGDP和LFDI之間存在協(xié)整關(guān)系，表明FDI與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系。式（12）即為LFDI和LGDP之間的長期均衡關(guān)系式，如果LFDI的系數(shù)為正，說明安徽省FDI對經(jīng)濟增長有正向的拉動作用；從回歸系數(shù)看，F(xiàn)DI每增長1%，經(jīng)濟增長0.068%。從長期來看，加大FDI對安徽的經(jīng)濟增長具有積極的正向影響。

3.誤差修正模型

具有協(xié)整關(guān)系的變量之間存在長期均衡關(guān)系，但短期內(nèi)可以是不均衡的。以LFDI的一階差分和ECM的一階滯后為解釋變量，以LGDP的一階差分為被解釋變量，建立如下模型：

OLS估計結(jié)果為：

GDP的短期變動受FDI和ecmt－1的影響，從系數(shù)的估計值可以看到，當FDI短期浮動1%會造成GDP變動0.074326%；在短期動態(tài)過程偏離長期均衡狀態(tài)時，誤差調(diào)節(jié)機制將以0.286520的調(diào)整力度修正本年度的GDP增加值，降低和避免長期均衡關(guān)系的偏差在數(shù)量和規(guī)模上的擴大。

4.因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗表明安徽省FDI和經(jīng)濟增長之間存在著長期的均衡關(guān)系，但FDI和經(jīng)濟增長之間是否存在因果關(guān)系，我們要采用Granger因果關(guān)系檢驗法進行檢驗才能知道。雖然外商直接投資序列LFDI和經(jīng)濟增長序列LGDP為非平穩(wěn)時間序列，但由于兩者之間存在一個協(xié)整關(guān)系，根據(jù)格蘭杰檢驗原理利用兩個序列進行格蘭杰因果檢驗，滯后階數(shù)選擇4，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

在5%的顯著性水平下，LFDI是引起LGDP的Granger原因，LGDP也是引起LFDI的Granger原因，表明安徽FDI和經(jīng)濟增長之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系：FDI是引起經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長也是引起FDI的格蘭杰原因；表明安徽FDI的引進帶動了經(jīng)濟的增長，同時經(jīng)濟增長也加快了FDI的發(fā)展。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

1.安徽省FDI與GDP之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系

協(xié)整分析可知，外商直接投資對經(jīng)濟增長的彈性為0.068，即外商直接投資每增長1%，經(jīng)濟增長0.068%，表明安徽長期加大外商直接投資對經(jīng)濟增長具有積極的帶動作用。

2.安徽省FDI與GDP之間存在雙向因果關(guān)系

通過Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI是引起經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，同時經(jīng)濟增長也是引起FDI的格蘭杰原因，表明FDI帶動了經(jīng)濟增長，經(jīng)濟的增長促進了FDI，實現(xiàn)了FDI與經(jīng)濟增長的良性循環(huán)。

（二）政策建議

從上述論證可以看出繼續(xù)吸引外商直接投資對安徽經(jīng)濟增長具有重要的意義，因為外商直接投資的引進帶來的不僅是資金，還有先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，會間接帶動安徽經(jīng)濟的進一步發(fā)展，因此我們還應(yīng)做好以下工作：

1.營造良好的投資環(huán)境

以皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為契機，安徽省政府要進一步完善利用外資政策，更大力度地鼓勵外商到中國投資，完善外商投資軟環(huán)境，進一步落實外商投資企業(yè)的國民待遇，規(guī)范市場競爭秩序，保護知識產(chǎn)權(quán)。

2.優(yōu)化外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

大力發(fā)展生產(chǎn)，增強自身實力和影響力，積極引導外資的投向，擴大外商投資領(lǐng)域，不斷提高利用外資的質(zhì)量和效益。

3.充分發(fā)揮安徽省經(jīng)濟增長與外商直接投資的互動作用

利用安徽省的各種資源優(yōu)勢，加大改革的力度，以經(jīng)濟實力來吸引外商的直接投資。以此促進外商直接投資與經(jīng)濟增長的良性循環(huán)。

4.防范國際收支的潛在風險

經(jīng)濟管理部門應(yīng)加強對外資流量和存量的監(jiān)測、預(yù)警，加強國際收支統(tǒng)計分析，以及時發(fā)現(xiàn)異常和隱患。

5.培養(yǎng)和引進高級人才

給外商提供一個公平、公正、透明的投資環(huán)境。提高政府的工作效率，對于一些競爭性的行業(yè)應(yīng)該用登記制來代替審批制。政府和企業(yè)應(yīng)該用更加優(yōu)越的條件吸引各類人才來安徽發(fā)展。

［1］Kokko A.，Tansini R.，Zejan M..Productivity Spillovers from FDI in the Uruguayan Manufacturing Sector［J］.Journal of Development Studies，1996，32：602－611.

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［3］Aitken B.J.，Harrison E..Do Domestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment？Evidence from Venezuela［J］.The American Economic Review，1999，89：605－618.

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［6］楊 堅，常 遠.外商直接投資與經(jīng)濟增長［J］.經(jīng)濟問題，2011（6）：19－22.

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［13］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用 ［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2002.

Empirical Research on Foreign Direct Investment and Economic Growth in Anhui Province

Du Junjuan

By means of the direct growth model of GDP with FDI，the relationship between FDI and economic growth in Anhui province was empirical examined by the method of unary linear regression，based on the economic data from 1991to 2010in Anhui province and the econometric methods of cointegration test and Granger causality test.The results show that there exists a two－way Granger causal relationship and positive interaction between FDI and GDP.

foreign direct investment；economic growth；ADF unit root test；cointegration test；Granger causality test

F061.2

A

1673-1794（2012）06-0052-05

杜俊娟（1981－），女，安徽和縣人，碩士，講師，會計師，主要從事投資理財與財務(wù)會計等方面的教學與研究。

安徽省教育廳人文社科項目：外資利用對安徽經(jīng)濟發(fā)展的影響與實證分析（2010sk510）；2012年高等學校青年骨干教師國內(nèi)訪問學者項目：安徽新華學院青年教師骨干教師項目（2010x9907）

2012-07-11