外商直接投資對湖南省經濟增長的影響研究

路江林，徐應超，羅仕玲

(湖南科技大學商學院，湖南 湘潭 411201)

外商直接投資對湖南省經濟增長的影響研究

路江林，徐應超，羅仕玲

(湖南科技大學商學院，湖南 湘潭 411201)

利用1994—2013年湖南省年度統計數據，通過協整分析和格蘭杰因果檢驗等方法實證研究了過去20年間外商直接投資對湖南省經濟增長的影響.結果表明，外商直接投資和經濟增長的關系是雙向的，且滯后期數不同，外商直接投資與經濟增長之間存在著不同的格蘭杰因果關系.基于外商直接投資和經濟增長的誤差修正模型表明，短期波動偏離長期均衡時，將以(-0.051487)的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態；從長期協整關系來看，湖南省每1%的外商直接投資增加額，將產生0.0886436%的經濟增長.

外商直接投資；湖南；經濟增長；協整分析；格蘭杰因果檢驗

資本國際流動的一種重要形式就是外商直接投資(FDI)，它也是中國經濟合作的一個重要組成部分.利用外資服務中國經濟建設是改革開放的一項重大決定，改革開放近40年的實踐證明外商直接投資在服務社會主義市場經濟建設中發揮了重要作用，其在增加社會有效投資需求、拉動出口貿易發展、加快產業和貿易結構升級，以及創造就業機會等方面的作用愈加明顯.發展中國家可以通過吸引外資來發揮后發優勢，彌補資本不足的劣勢，促進本國經濟增長.在改革開放和中國市場經濟體制的大背景下，湖南省于1983年開始利用外商直接投資，近年來湖南省的FDI增長較為迅速(見圖1).湖南省1994年的外商直接投資額僅為3.25億美元，而GDP高達191.42億美元.伴隨著改革的深入，利用外資規模日益擴大，質量也不斷提高.2013年外商直接投資額達到了87.05億美元，GDP漲至3958.27億美元(數據來源：《湖南統計年鑒》).外商直接投資額的年均增長率為31.64%，而GDP的年均增長率為17.28%，這顯示了湖南省外商直接投資增長率的超GDP增長，在一定程度上說明湖南省招商引資的力度在逐漸增強，招商引資的規模也在不斷擴大.湖南省的經濟增長在一定程度上得益于外商直接投資所帶來的資本及其外溢效應.外商直接投資早已成為促進湖南省經濟發展的重要推動力，在湖南省經濟發展中占據了重要的地位.

關于外商直接投資與經濟增長關系的研究結論差異較大.陳浪南等[1]認為FDI并不是對所有經濟變量都有影響，何曉琦[2]發現FDI對我國經濟增長并沒有顯著影響；而汪發元等[3]通過研究湖北省1990—2007年的年度經濟數據發現FDI和經濟增長之間是雙向影響關系，禹佳[4]在分析中國1983—2005年的年度數據后認為FDI促進了我國的經濟增長，并且二者互為因果；與此不同，桑秀國[5]研究發現FDI與經濟增長是正相關關系，但是不能說明FDI促進了中國的經濟增長，反而說明了中國經濟增長導致了FDI流入量的增長.關于二者長期關系的研究尚不完善，而在湖南省“一帶一部”的戰略背景下，FDI的發展顯得至關重要(注：一帶一部是2013年11月，習近平總書記在湖南省考察時指出的，希望湖南省發揮作為東部沿海地區和中西部地區過渡帶、長江開放經濟帶和沿海開放經濟帶結合部的區位優勢).近幾十年來，湖南省加大了對外開放力度，擴大了招商引資規模，這就使得FDI在湖南省得到了迅猛發展，對湖南省經濟發展的貢獻也越來越大.那么湖南省的外商直接投資與經濟增長之間的數量關系如何，文章將對此進行研究，并據此提出相應的政策建議.

圖1 1994—2013年湖南省FDI增長折線圖

1 模型構建

1.1 模型

使用Stata13.1得出lnGDP和lnFDI的相關系數矩陣(見表1)，顯示lnGDP和lnFDI的相關系數為0.9865，且在1%水平上顯著不為零(p值為0.0000).

表1 lnFDI 與lnGDP的相關系數矩陣

注：***表示顯著性水平小于或等于1%的相關系數.

利用變量lnFDI表示湖南省外商直接投資的對數時間序列數據，lnGDP表示湖南省經濟增長的對數時間序列數據，相應的散點圖和線性回歸線(見圖2).據此本文以反映湖南省經濟增長的GDP對數值lnGDP作為被解釋變量，以湖南省實際利用的外商直接投資FDI的對數值lnFDI作為解釋變量，構建回歸模型進行檢驗，模型為：lnGDPt=α0+β1lnFDIt+μt(1).α0、β1、μt分別為待估參數和隨機擾動項.

圖2 lnGDP與lnFDI的散點圖和線性回歸線

1.2 數據說明

根據《湖南統計年鑒》收集了湖南省1994—2013年的年度GDP和FDI數據，鑒于取對數不會改變原始數據的關系及性質，并且容易消除異方差問題，本文將GDP和FDI數據對數化，然后根據各年美元對人民幣匯率中間價將數據全部轉化為以億美元計價的數據.

2 結果分析

2.1 簡單OLS回歸結果

用stata13.1直接使用OLS估計此長期均衡關系(即EG-ADF兩步法)，得到回歸結果(協整方程)如下：

lnGDPt=4.045939+0.923568lnFDIt

(37.39) (25.57)R2=0.9732F=653.96P=0.0000

其中，方程式下面的括號內的數字表示各回歸系數的t檢驗值.T=37.39和t=25.57都大于t的臨界值2.101，說明二者間的相關性顯著；0.9732的可決系數，說明lnGDP和lnFDI之間的擬合優度很高，方程顯著性檢驗F=653.96大于8.28的臨界值，說明回歸方程與樣本觀測值很吻合.

2.2 平穩性檢驗

若變量為非平穩時間序列，則根據t統計量和準則來判斷變量間的關系，可能存在偽回歸問題.本文利用ADF檢驗(AugmentDickey-Fullertest)對湖南省經濟增長和外商直接投資數據進行平穩性檢驗.若非平穩的時間序列lnFDI的一階差分ΔlnFDI是平穩的，則lnFDI是具有一個單位根的I(1)過程，同理可以定義lnGDP的一階單整過程.根據數據特點，選擇具有時間趨勢的ADF檢驗模型如下：

此檢驗的原假設和備擇假設分別為：

H0:β=0H1:β≠0

由表2可知，原有的時間序列均為非平穩，但經一階差分都成為平穩序列.據此，這些變量都是一階單整(integratedof1)序列，記為I(1)，并且滿足協整檢驗的必要條件.

表2 單位根檢驗(ADF方法)

注：檢驗形式(C、T、K)中C為含常數項；T為含趨勢項(T=0)為不含趨勢項；K為滯后階數；Δ為一階差分算子，***、**、*分別代表在10%、5%、1%水平上拒絕原假設.

2.3 協整檢驗

GDP與FDI的對數時間序列曲線如圖3所示，從圖中大致可以看出，lnGDP與lnFDI的升降性有一定的趨勢成分也即具有一定的聯動性.

圖3 lnGDP與lnFDI的時間趨勢圖

用Stata13.1進行不包含常數項和趨勢項的協整秩跡檢驗(tracestatistic)結果(見表3)表明，只有一個線性無關的協整向量(表3中打星號者).而用Stata13.1進行的最大特征值檢驗(maxstatistic)(見表4)也表明，可以在5%的水平上拒絕協整秩為0的原假設，但無法拒絕協整秩為1的原假設.

表3 協整秩跡檢驗(trace statistic)

表4 最大特征值檢驗(max statistic)

其次，用Stata13.1檢驗該系統所對應的VAR表示法的滯后階數，結果見表5，顯示應選擇滯后3階.

表5 VAR表示法的滯后階數檢驗

估計回歸方程(1)得到殘差表達式：

對殘差序列進行單位根檢驗(不含截距項和趨勢項)，其結果見表6.

表6 殘差序列單位根檢驗(ADF方法)

ΔlnGDPt=β0+β1lnFDIt+β2lnFDIt-2+αecmt-1+εt

即：ΔlnGDPt=β0+β1lnFDIt+β2lnFDIt-2+α[lnGDPt-1-0.923568lnFDIt-1]+εt

用Stata13.1得到結果如下：

ΔlnGDPt=0.0076582+0.0886436lnFDIt-0.0456078lnFDIt-2

-0.0514874[lnGDPt-1-0.923568lnFDIt-1]

(t=0.16) (t=1.18) (t=-0.57) (t=-0.38)R2=0.4461

在上面的誤差修正模型中，差分項反映了短期波動的影響.GDP的短期變動可分為兩個部分：其一，短期FDI波動的影響；其二，偏離長期均衡的影響.誤差修正項的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度.根據以上GDP的誤差修正模型的系數估計值(-0.051487)來看，短期波動偏離長期均衡時，將以(-0.051487)的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態.此外，協整關系對GDP的增長產生了正向修正，FDI的短期變化對GDP有反向影響(彈性系數為-0.0456078).湖南省經濟增長的外商直接投資彈性為0.0886436，符合經濟理論的預期.從長期協整關系來看，湖南省外商直接投資每增加1%，湖南省的GDP就增加0.0886436%.

2.4 格蘭杰因果檢驗

由上面的回歸結果可知lnGDP和lnFDI之間存在著極高的依賴關系，但是lnGDP和lnFDI的這種強的依賴關系的存在并不能夠證明二者之間的因果關系或是影響方向.所以用Granger檢驗方法進行檢驗，假定有關lnGDP或lnFDI變量的預測信息全部包括在這兩變量的時間序列之中.該檢驗要估計如下時間序列回歸模型：

其中滯后項p根據AIC和IC確定.檢驗原假設：H0:β1=β2=…=βp=0

原假設也就是說lnFDI的過去值對預測lnGDP的未來沒有幫助.如果拒絕原假設則稱lnFDI是lnGDP的格蘭杰因.將以上回歸模型中的lnGDP和lnFDI的位置互換，就可以檢驗lnGDP是否為lnFDI的格蘭杰因.將(lnGDP，lnFDI)構成一個二元VAR系統，然后在VAR的框架下使用Stata13.1的命令vargranger進行格蘭杰因果檢驗，結果見表7.

表7 格蘭杰因果因果關系檢驗

注：(1)表中的概率值為原假設成立時的概率.(2)判斷標準是在確定10%的顯著性水平下,當概率值大于10%時就接受原假設,反之拒絕原假設.

結果顯示：在表7的檢驗過程中，滯后期數分別為1、2、3來考察GDP和FDI的對數之間的關系.在10%顯著水平下，當滯后期數為1和3時，均不能拒絕GDP和FDI間互不為格蘭杰原因.在滯后階數為2時，GDP是FDI的格蘭杰因，而FDI不是GDP的格蘭杰因，說明二者間不是一種雙向的格蘭杰因果關系，此時是GDP影響FDI，即先是湖南省的經濟增長吸引具有趨利性本質的外國資本，其后才是外商直接投資對湖南省的經濟發展做出貢獻.因此，雖然回歸分析顯示雙方都存在顯著的影響關系，但是Granger因果檢驗卻沒有充分的證據表明二者之間存在雙向的影響，尤其是滯后1、3期，二者互不為因果關系.這可能是因為GDP和FDI序列比較短，隨著序列期數的增加，則上面的回歸結果可能會趨于穩定.

3 結論與政策建議

本文應用1994—2013年20年間湖南省引進的外商直接投資的數據以及湖南省經濟增長的年度對數序列做了回歸模型、協整檢驗以及格蘭杰因果關系檢驗.結果表明，外商直接投資對湖南省經濟增長具有顯著貢獻，滯后期數不同，FDI和GDP間存在不同Granger因果關系，并且FDI增長的波動對GDP增長的波動影響較大.總體而言，二者的變動趨勢一致，但是變動的幅度以及節拍存在一定的差異.外商直接投資是湖南省經濟增長的重要來源，湖南省的經濟增長在一定程度上又可以促進湖南省的外商直接投資.鑒于此，湖南省應牢牢抓住國家中部崛起、“一帶一部”和全球產業調整的重大戰略機遇，優化外商直接投資環境，充分發揮政府在FDI方面的重要作用，制定優惠的投資政策，加大招商引資力度，從而增加湖南省FDI資本規模，有效地促進湖南省經濟發展方式轉變和產業結構的優化升級，助力湖南經濟和社會建設.

[1] 陳浪南,陳景煌.外商直接投資對中國經濟增長影響的經驗研究[J].世界經濟,2002,(6):20-26.

[2] 何曉琦.1981-2000年外商直接投資與出口對福建經濟增長影響的實證分析[J].數理經濟與管理,2005,(4):94-99.

[3] 汪發元,常春華.外商直接投資對湖北經濟增長影響的實證分析[J].武漢大學學報:哲學社會科學版,2010,(1):151-155.

[4] 禹佳.FDI與中國經濟增長的協整分析[J].西安石油大學學報:社會科學版,2007,(4):32-36.

[5] 桑秀國.利用外資與經濟增長——一個基于新經濟增長理論的模型及對中國數據的驗證[J].管理世界,2002,(9):53-63.

(責任編校：晴川)

Impact of Foreign Direct Investment on Hunan’s Economic Growth

LU Jianglin，XU Yingchao，LUO Shiling

(School of Business, Hunan University of Science and Technology, Xiangtan Hunan 411201, China)

Based on the statistical data from 1994 to 2013 of Hunan province, the effects of foreign direct investment on the economic growth during the past 20 years have been tested by co-integration analysis and Granger causality test. The relationship between foreign direct investment and economic growth is a two-way effect with different lags, and the Granger causalities between economic growth and foreign direct investment are of different relationships. The economic growth and foreign direct investment based error correction model shows that the short-term fluctuations deviate from the long-term equilibrium, and the unequilibrium state is pulled back to equilibrium by (-0.051487). From the long-term co-integration relationship, Hunan’s economic growth increases 0.0886436% along with every 1% increase in foreign direct investment in Hunan province.

foreign direct investment; Hunan; economic growth; co-integration analysis; Granger causality test

2016-09-13

湖南省研究生科研創新項目“環境規制對綠色經濟效率的影響研究”(批準號：CX2016B506)；湖南省研究生科研創新項目“創新發展指數構建與區域創新水平測度研究”(批準號：CX2015B474).

路江林(1990— )，男，湖北襄陽人，湖南科技大學商學院碩士生.研究方向：產業經濟與環境經濟；徐應超(1989— )，男，安徽六安人，湖南科技大學商學院碩士生.研究方向：經濟統計與計量分析；羅仕玲(1992— )，女，湖南邵陽人，湖南科技大學商學院碩士生.研究方向：會計學.

F752.8

A

1008-4681(2017)02-0105-04