外商直接投資與蘇州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

摘要：本文根據(jù)1986～2007年蘇州市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，對(duì)蘇州市外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，從長(zhǎng)期看，蘇州市的FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，F(xiàn)DI明顯促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。最后，就蘇州外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展提出了政策建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 協(xié)整檢驗(yàn) 誤差修正模型

20世紀(jì)90年代以后，長(zhǎng)江三角洲在吸引外資上取代了珠江三角洲，蘇州市得益于外商對(duì)華直接投資的這一變化趨勢(shì)。開(kāi)始加快了招商引資腳步，逐漸形成了海內(nèi)外著名的“外資高地”。

一、文獻(xiàn)回顧

外國(guó)直接投資(FDI)對(duì)東道國(guó)的影響體現(xiàn)在對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)、文化等各方面，具體包括對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貿(mào)易發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、國(guó)家安全、就業(yè)和居民福利等方面。在這些方面國(guó)內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，且由于采用的國(guó)別數(shù)據(jù)差別和技術(shù)路線方法差異得出的結(jié)論各異。

V.N Balsubramanyam，M Salisu和D.Sapsford(1996)以新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ)，提出了關(guān)于外國(guó)直接投資在實(shí)行不同對(duì)外貿(mào)易政策國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的模型，并對(duì)46個(gè)國(guó)家的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，驗(yàn)證了FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在實(shí)行外向型政策的國(guó)家比實(shí)行內(nèi)向型政策的國(guó)家更大。

關(guān)于外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了大量的研究。但是在FDI對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響方面，我國(guó)國(guó)內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn)比較少，花俊、顧朝林等2001年分析我國(guó)利用外資，利用Grenger因果性檢驗(yàn)法檢驗(yàn)了我國(guó)各區(qū)外資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)在沿海地區(qū)外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不存在顯著因果關(guān)系，西部地區(qū)較之東部沿海地區(qū)，外資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更有較為顯著的影響。

二、外商直接投資與蘇州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)

本文選取1986～2007年蘇州地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)和外商直接投資(FDI)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。所有數(shù)據(jù)出自《蘇州統(tǒng)計(jì)年鑒》與蘇州統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。為了消除通貨膨脹以及人民幣與美元匯率變化的影響，這里用蘇州居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與當(dāng)年匯率對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)異方差性，再對(duì)實(shí)際變量取自然對(duì)數(shù)，分別用Ln(GDP)和Ln(FDI)來(lái)表示取自然對(duì)數(shù)以后的蘇州地區(qū)生產(chǎn)總值和外商直接投資額。Ln(GDP)與Ln(FDI)都在不斷增長(zhǎng)，趨勢(shì)基本一致，兩個(gè)變量的變化特征非常相似。它們的相關(guān)系數(shù)為0.856736，但較強(qiáng)的相關(guān)性并不等于兩者之間的因果關(guān)系，因此本文使用協(xié)整理論和Granger因果檢驗(yàn)來(lái)分析兩者之間的關(guān)系。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了克服對(duì)非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時(shí)可能導(dǎo)致的虛假回歸，本文采用協(xié)整理論來(lái)分析外商直接投資與蘇州地區(qū)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系。

若兩個(gè)同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合是平穩(wěn)時(shí)間序列，那么它們之間的關(guān)系就是協(xié)整關(guān)系。本文利用Eviews5.0分析軟件對(duì)兩個(gè)變量以及它們的一階差分應(yīng)用ADF單位根檢驗(yàn)，判斷它們是否是同階單整變量，其中最佳滯后期由AIC準(zhǔn)則來(lái)確定，設(shè)定的基本檢驗(yàn)方程包括截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，DLn(GDP)和DLn(FDI)表示兩個(gè)變量的一階差分。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從表1可以看出，Ln(GDP)與Ln(FDI)都沒(méi)有通過(guò)單位根檢驗(yàn)，說(shuō)明它們是不平穩(wěn)的。但在5％置信度下，它們一階差分都是平穩(wěn)的，也就表明Ln(GDPI與Ln(FDI)都是一階單整序列，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的第一步用OLS估計(jì)回歸方程并且計(jì)算非均衡誤差：第二步檢查回歸后的殘差序列的單整性，若其殘差序列是平穩(wěn)的，即說(shuō)明兩個(gè)變量之間是協(xié)整的。

用變量Ln(GDP)對(duì)變量Ln(FDI)進(jìn)行OLS回歸，可以得到如下回歸方程：

Ln(GDP)=11.01592107+0，3271 178796*Ln(FDI) (1)

(20.00292) (7.428803)

從模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，可決系數(shù)R²達(dá)到了73.3％，擬合優(yōu)度較高。F=55.18712，經(jīng)查表F_0.01(1，20)=8.10(回歸方程中解釋變量數(shù)目為1。樣本容量為22)，表明模型的線性關(guān)系在99％的置信水平下顯著成立。包括常數(shù)項(xiàng)在內(nèi)的2個(gè)解釋變量都在95％的水平下顯著成立。都通過(guò)了變量的顯著性檢驗(yàn)。

最后對(duì)上述模型的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，仍然采用ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭胁话ǔ?shù)型，對(duì)殘差的檢驗(yàn)結(jié)果為-1.768399，小于10％顯著性水平下的臨界值-1.606129，拒絕零假設(shè)，Ln(FDI)和Ln(GDP)間存在相互協(xié)整的關(guān)系。從協(xié)整方程可以看出，F(xiàn)DI每增加一個(gè)單位，將會(huì)促進(jìn)GDP增長(zhǎng)0.3271個(gè)單位。外商直接投資與蘇州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有共同的增長(zhǎng)趨勢(shì)，保持著長(zhǎng)期穩(wěn)定的增長(zhǎng)關(guān)系。

(四)誤差修正模型分析

誤差修正模型是協(xié)整檢驗(yàn)的一個(gè)延伸。Ln(GDP)與IJn(FDI)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系如回歸方程式(1)所示，但它們很少處于均衡點(diǎn)上。誤差修正模型將短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。其基本思路是：變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系(即協(xié)整關(guān)系)是各變量在短期通過(guò)不斷地動(dòng)態(tài)調(diào)整而得以維持的。它將誤差修正項(xiàng)作為一個(gè)解釋變量，引入回歸方程。得到誤差修正模型如下：

DLn(GDP)=0.08326172864*DLn(FDI)-0.01594201023*ecm+0.1006255995 (2)

式(2)中.ecm表示誤差修正項(xiàng)，誤差修正方程的可決系數(shù)R²=0.317240，較低。可能是回歸方程缺省了變量的緣故。但這不影響已有變量間的關(guān)系。ecm的系數(shù)為0.01594201023，在大于0小于1的范圍內(nèi)，符合反向修正機(jī)制。方程(1)Ln(FDI)的系數(shù)0.3271178796視為蘇州GDP關(guān)于FDI的長(zhǎng)期彈性，方程(2)DLn(FDI)的系數(shù)0.08326172864視為蘇州GDP關(guān)于FDI的短期彈性。FDI以8.326％的比率影響蘇州GDP的年增長(zhǎng)量。就平均而言，前1年的非均衡誤差以1.594％的比率修正GDP增長(zhǎng)的偏離，

(五)Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本原理是：在做對(duì)其他變量(包括自身的過(guò)去值)回歸時(shí)，如果把x的滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)y的預(yù)測(cè)，就是說(shuō)x是y的Granger原因。

對(duì)時(shí)間序列變量Ln(GDP)與Ln(FDI)做Granger因果檢驗(yàn)，最大滯后期取2，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

如表2所示。Ln(FDI)是在顯著水平5％時(shí)是Ln(GDP)的Granger成因，Ln(GDP)不是Ln(FDI)的Granger成因，兩者存在單向因果關(guān)系。這表明外商對(duì)中國(guó)直接投資促進(jìn)了蘇州經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)。而蘇州經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資的影響不明顯。

三、結(jié)論分析

本文使用協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)法分析了外商直接投資和蘇州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。1986～2007年的數(shù)據(jù)分析表明，Ln(GDP)與Ln(FDI)都是一階單整序列，外商直接投資與蘇州市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有共同的增長(zhǎng)趨勢(shì)。保持著長(zhǎng)期穩(wěn)定的增長(zhǎng)關(guān)系。FDI每增長(zhǎng)1個(gè)單位，從長(zhǎng)期來(lái)看蘇州市GDP就增長(zhǎng)0.3271個(gè)單位。

另外，Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在顯著水平5％下蘇州市的外商直接投資與蘇州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在單向的因果關(guān)系，即蘇州市外商直接投資是蘇州經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，促進(jìn)作用明顯；而蘇州市的經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。也確實(shí)吸引了大量外資，但是不能認(rèn)為蘇州市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是FDI增長(zhǎng)的Granger原因，可確實(shí)起到了積極作用。

2003年提出的“科學(xué)發(fā)展觀”這一偉大戰(zhàn)略賦予蘇州市新的發(fā)展理念。市政府制定出最新的方針戰(zhàn)略，以新型工業(yè)化推動(dòng)產(chǎn)業(yè)“升級(jí)”，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。因此，在蘇州市第一二次外資搶灘熱潮中，不僅要堅(jiān)持開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)原則，把世界上最優(yōu)秀的企業(yè)，最先進(jìn)的技術(shù)，最適合的資源部匯聚到蘇州，還要注意外資經(jīng)濟(jì)注重的不僅僅是數(shù)量，更重要的是吸引來(lái)的外資如何分布合理化，通過(guò)正確引導(dǎo)資金。促進(jìn)科學(xué)合理的產(chǎn)業(yè)布局，從而促使整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)更加合理有效，以更好地實(shí)現(xiàn)蘇州市經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期、健康和穩(wěn)定的可持續(xù)發(fā)展。