中國(guó)外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性的實(shí)證分析

摘 要：理論和源自一些發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)表明，外商直接投資（FDI）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正向促進(jìn)效應(yīng)。運(yùn)用計(jì)量方法分析中國(guó)2005—2010年31個(gè)省市、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，并采用固定效應(yīng)分析和隨機(jī)效應(yīng)分析等分析方法，考察了中國(guó)各地區(qū)外商直接投資與地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，中國(guó)外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在較高的相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：FDI；GDP；面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型；中國(guó)

中圖分類號(hào)：F74 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）18-0271-02

一、文獻(xiàn)綜述

Rostow（1960）認(rèn)為，發(fā)展中國(guó)家可以通過引進(jìn)FDI彌補(bǔ)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的“資本缺口”以及“外匯缺口”，從而促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Macdougall（1960）在分析FDI的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)時(shí)，第一次將技術(shù)外溢效應(yīng)視為FDI的一個(gè)重要現(xiàn)象。20世紀(jì)80年代中期，新增長(zhǎng)理論的代表人物Romer和Lucas等明確提出知識(shí)、人力資本等生產(chǎn)要素內(nèi)生化。由于FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)，會(huì)加快先進(jìn)科學(xué)技術(shù)、知識(shí)和人力資本在世界范圍內(nèi)的傳遞，使發(fā)展中國(guó)家通過學(xué)習(xí)和吸收發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)，培育并養(yǎng)成自己的內(nèi)生技術(shù)創(chuàng)新能力。所以，根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，F(xiàn)DI會(huì)通過與資本存量、知識(shí)、人力資本的結(jié)合促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而，F(xiàn)DI能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不是絕對(duì)的。Abramovitz（1986）認(rèn)為，東道國(guó)要獲益于外國(guó)直接投資，取決于國(guó)內(nèi)最低限度的社會(huì)能力，Borensztein（1998）認(rèn)為，東道國(guó)要想從FDI中獲得積極的影響，國(guó)內(nèi)的人力資本存量必須超過一定的門檻限制。不過，仍有學(xué)者認(rèn)為外國(guó)直接投資會(huì)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)嚴(yán)重的負(fù)面影響。Prebisch （1988）認(rèn)為，F(xiàn)DI可能會(huì)加深發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，對(duì)內(nèi)部資本積累形成沖擊，甚至形成“飛地”現(xiàn)象。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)FDI問題的有關(guān)研究，主要集中于FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響、FDI的最優(yōu)規(guī)模和影響FDI流入因素的分析，主要的研究方法包括多元回歸分析、面板數(shù)據(jù)分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、非線性系統(tǒng)動(dòng)力分析方法等，得出的結(jié)論不盡相同。如沈坤榮和耿強(qiáng)（2001）認(rèn)為，F(xiàn)DI的大量流入不僅可以緩解國(guó)內(nèi)資本短缺，還可以通過技術(shù)外溢效應(yīng)來(lái)提高國(guó)內(nèi)的綜合要素生產(chǎn)率；Sun（1998）認(rèn)為，F(xiàn)DI是導(dǎo)致東西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異和收入不平等的重要因素：于津平（20O4）認(rèn)為，F(xiàn)DI在長(zhǎng)期內(nèi)主要通過技術(shù)外溢來(lái)間接地提高東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，但在短期內(nèi)FDI會(huì)使國(guó)民利益受損。

二、研究框架和實(shí)證模型

（一）樣本區(qū)間及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文對(duì)GDP、FDI進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，分別用LGDP、LFDI表示自然對(duì)數(shù)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資額，以消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象并使其趨勢(shì)線性化。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，單位為億元人民幣，樣本區(qū)間為2005—2010年，包括31個(gè)省市、自治區(qū)和直轄市共計(jì)310個(gè)數(shù)據(jù)。

（二）實(shí)證模型

1.模型形式設(shè)定。從理論上講，一般線性面板數(shù)據(jù)模型可以表示為：

yit=αit+βitxit+uit （1）

其中，yit是被解釋變量，在本文中用lngdp表示；αit代表截面單元的個(gè)體特性，反映遺漏的體現(xiàn)個(gè)體差異的因素影響；βit是估計(jì)參數(shù)向量；xit是影響截面單元的解釋變量向量，在本文中用lnfdi表示；uit 是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，反映遺漏的體現(xiàn)截面與時(shí)序同時(shí)變化的因素影響；i代表不同截面單元，t代表不同時(shí)間。

根據(jù)αit，βit對(duì)不同省市的取值是否相同，模型的設(shè)定形式存在差異。在時(shí)間序列參數(shù)齊性（參數(shù)不隨時(shí)間變化）假定下，式（1）模型可改寫為：

yit=αi+βixit+uit （2）

其中，αi與βi與只受截面單元不同的影響。在參數(shù)不隨時(shí)間變化前提下，截距和斜率參數(shù)又有如下兩種假設(shè)，同時(shí)兩種假設(shè)可以通過協(xié)方差分析構(gòu)造的兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)：

假設(shè)1：截距和斜率在不同橫截面樣本點(diǎn)上都相同，即模型為：

yit=α+βxit+uit （3）

其F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：F1=～F〈（N-1）（K+1），

N（T-K-1）〉 （4）

假設(shè)2：斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上都相同但截距不相同，即模型為：

yit=αi+βxit+uit （5）

其F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為

F2=～F〈（N-1）K，N（T-K-1）〉 （6）

在式（4）和（6）的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量中，S3、S2、S1分別代表采用式（3）、（5）、（2）時(shí)估計(jì)殘差平方和，N為截面單元個(gè)數(shù)，T為時(shí)序期數(shù)，K為自變量個(gè)數(shù)。

要對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行正確估計(jì)，必須首先對(duì)模型設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)。如果假設(shè)1通過Fl統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，則采用式（3），否則轉(zhuǎn)入假設(shè)2檢驗(yàn)；如果假設(shè)2通過F2統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，則采用式（5）；如果假設(shè)2也被拒絕，則采用式（2）模型設(shè)定。

2.固定效應(yīng)（Fix Effects）模型和隨機(jī)效應(yīng)（Random Effects）模型的選擇。對(duì)于式（2）的變系數(shù)模型和式（5）的變截距模型，都有固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型之分，主要是為了消除無(wú)法觀測(cè)變量對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的影響。固定效應(yīng)模型假設(shè)隨機(jī)誤差項(xiàng)uit與自變量相關(guān)，為了提高估計(jì)效果，使用啞元變量最小二乘法（Least Squares with Dummy Variable，LSDV）進(jìn)行估計(jì)；隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)是隨機(jī)分布的，并與自變量嚴(yán)格不相關(guān)，使用廣義最小二乘法（Estimated Generalized Least Squares，EGLS）來(lái)解決誤差項(xiàng)中的時(shí)序相關(guān)問題。

Greene（2003）運(yùn)用Hansman檢驗(yàn)來(lái)決定固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的取舍，其檢驗(yàn)原理是：在uit與自變量沒有相關(guān)性的零假設(shè)下，使用LSDV估計(jì)和EGLS估計(jì)都是一致的，但LSDV估計(jì)損失了很多自由度是低效的，故應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型；在備選假設(shè)情況下，只有LSDV估計(jì)是一致的，故應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。所有變量在1%顯著水平上都是非平穩(wěn)的，而所有變量的2階差分都是平穩(wěn)的，故他們是二階單整I（2），變量間符合存在協(xié)整關(guān)系的條件。

2.F檢驗(yàn)確定模型是變截距模型，變系數(shù)模型還是不變參數(shù)模型。先分別計(jì)算3種形式的模型：變參數(shù)模型、變截距模型和不變參數(shù)模型，在每個(gè)模型的回歸統(tǒng)計(jì)量里可以得到相應(yīng)的殘差平方和S1=1.204993，S2=4.192949和S3 =49.83308，計(jì)算得，F(xiàn)1=62.551014 F2=7.6869

查F分布得，在5%的顯著性水平上，F(xiàn)α（60，93）=1.70

Fα（30，93）=1.62。由于 F1>1.70，所以拒絕H1；又由于 F2>

2.049，所以也拒絕H2。因此，本文的模型應(yīng)采用變系數(shù)模型的形式。

3.Hausman檢驗(yàn)。用Hausman檢驗(yàn)前文所述模型是隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)而采用固定效應(yīng)模型，同時(shí)固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度高于隨機(jī)效應(yīng)模型（0.9795），故本文采用固定效應(yīng)模型，其實(shí)證結(jié)果分析如下：

Lngdp=5.523056+0.580845lnfdi

從回歸結(jié)果可以看出，外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著積極的影響。

三、結(jié)論與政策建議

前文表明外國(guó)直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了積極的影響。在全球化、市場(chǎng)化和服務(wù)經(jīng)濟(jì)大發(fā)展的背景下，要提高FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，我們必須提出一些對(duì)策來(lái)加強(qiáng)對(duì)FDI的管理和利用，盡量減小或消除其消極影響，并且在技術(shù)創(chuàng)新、人力資源開發(fā)和環(huán)境等方面做出更大的努力，提高自主創(chuàng)新能力。

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[責(zé)任編輯 魏 杰]