張愛玲　肖文娟

摘 要：近年來，重慶致力于打造內(nèi)陸對(duì)外開放新高地，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。基于1995—2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)， 分析了重慶市實(shí)際利用外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)分析表明，外商直接投資每增加1%，重慶市生產(chǎn)總值會(huì)增長071%，二者之間呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系；從短期看，滯后3到4期的經(jīng)濟(jì)增長是當(dāng)期外商直接投資的格蘭杰原因，滯后1到2期的外商直接投資是當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，二者輪動(dòng)促進(jìn)，相互作用。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長；重慶市；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F1254 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2095-3283（2016）08-0046-04

[作者簡介]張愛玲（1967-），女，山東鄆城人，系主任，副教授，博士，研究方向：國際貿(mào)易與外商直接投資；肖文娟（1993-），女，重慶人，碩士研究生，研究方向：金融統(tǒng)計(jì)與數(shù)據(jù)分析。

一、引言

自1993年起我國已連續(xù)23年保持發(fā)展中國家吸引外商直接投資（Foreign Direct Investment， FDI）最多的東道國，在此期間，我國經(jīng)濟(jì)的快速增長更是舉世矚目。外商直接投資和我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題受到國內(nèi)外學(xué)者的持續(xù)關(guān)注。對(duì)于兩者之間的關(guān)系性質(zhì)，學(xué)術(shù)界存在兩類主要觀點(diǎn)：一類觀點(diǎn)是外商直接投資對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，如沈坤榮等（1999）運(yùn)用省際截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明FDI占國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重每增加一個(gè)單位，全要素生產(chǎn)率（TFP）提高037個(gè)單位。Edward和Erika（2002）運(yùn)用向量自回歸（VAR）模型考察了FDI和中國全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，研究表明FDI提升了我國東部大量接受外資的地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。李小平等（2004）運(yùn)用省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明FDI對(duì)各省全要素生產(chǎn)率的增長有顯著正向影響，但小于進(jìn)口的影響。張宇（2008）和朱正（2013）的研究，也都證明了FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但存在明顯的區(qū)域差異。另一類觀點(diǎn)是，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)外商直接投資有促進(jìn)作用。Shan、Tian和Sun （1997）對(duì)FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，研究表明我國的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與利用外資之間存在雙向因果關(guān)系。鐘曉兵等（2007）對(duì)1985—2004年黑龍江省的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明FDI與黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長存在單向因果關(guān)系，F(xiàn)DI是促進(jìn)黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長不是FDI的格蘭杰原因。

實(shí)際上，兩類觀點(diǎn)的差異可能與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段和區(qū)域差異有關(guān)，外商直接投資與我國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系性質(zhì)可能因不同的發(fā)展周期和經(jīng)濟(jì)區(qū)域而呈現(xiàn)出單向或雙向的因果關(guān)系。為考察這一點(diǎn)，本文選取重慶市的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行驗(yàn)證。重慶市作為我國西南地區(qū)的工商業(yè)重鎮(zhèn)和西部的唯一直轄市，近二十年來吸引了越來越多的外商直接投資。2014年重慶市實(shí)際利用外商直接投資4233億美元，比1995年增長了7117%。與此同時(shí)，重慶市經(jīng)濟(jì)逐年高速增長，2014年重慶市生產(chǎn)總值達(dá)14265億元，遠(yuǎn)超中西部其他城市，在全國各城市中位居第六，比1995年增長了1170%；2015年重慶市生產(chǎn)總值達(dá)15720億元，同比增長11%，以遠(yuǎn)高于全國平均水平（69%）的增速領(lǐng)跑全國，成為逆勢增長的范例。這就意味著重慶市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅具有鮮明的區(qū)域特征，還在新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期中處在領(lǐng)先的位置，具有典型性。

從理論上講，外商直接投資在給重慶市帶來資本的同時(shí)，也帶來了先進(jìn)的技術(shù)和管理理念，增加了就業(yè)機(jī)會(huì)，優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而為重慶市的經(jīng)濟(jì)增長形成促進(jìn)作用。但鑒于經(jīng)濟(jì)增長的“多因一果”特性，外商直接投資有沒有促進(jìn)或在多大程度上促進(jìn)了重慶市的經(jīng)濟(jì)增長，還是一個(gè)有待于進(jìn)一步量化研究的問題。

目前，有關(guān)我國實(shí)際利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究多集中在長三角和珠三角等東部沿海省份與城市，對(duì)以重慶市為代表的中西部地區(qū)的研究非常有限。因此，本文在借鑒已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，嘗試運(yùn)用最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)重慶市實(shí)際利用外商直接投資與其經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，期望發(fā)現(xiàn)利用外商直接投資對(duì)促進(jìn)重慶市經(jīng)濟(jì)增長方面的作用方向及作用程度。

二、變量選取與數(shù)據(jù)處理

通過梳理相關(guān)實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)已有文獻(xiàn)在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)大都以GDP生產(chǎn)方程為基礎(chǔ)，考察FDI與東道國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。被解釋變量體現(xiàn)的都是東道國的經(jīng)濟(jì)增長，所采用的代理指標(biāo)有：GDP、GDP增長率、全要素生產(chǎn)率等。作為解釋變量之一的“FDI存在”，所用的代理指標(biāo)有：FDI存量、FDI流量、FDI在GDP中的比重等（Borensztein，1998；Javorcik，2004；Keller，2004）。為了研究重慶市利用外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文選取重慶市生產(chǎn)總值（GDP）為被解釋變量，選取重慶市實(shí)際利用外商直接投資存量（FDI）為解釋變量。

考慮到數(shù)據(jù)的完備性和可比性，本文選用1995—2014年重慶市生產(chǎn)總值（GDP）和實(shí)際利用外商直接投資（FDI）為數(shù)據(jù)樣本。所用數(shù)據(jù)均源于《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》和重慶市統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)公報(bào)，其中把FDI按照當(dāng)年美元與人民幣平均匯率折算成人民幣。鑒于宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)多呈偏態(tài)分布，存在異方差，不能滿足最小二乘法的假設(shè)條件，本文對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理，一方面可以使數(shù)據(jù)趨于正態(tài)分布，減少異方差出現(xiàn)的概率，保障回歸分析的有效性；另一方面，也能滿足經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般為正數(shù)的要求，并直觀表現(xiàn)彈性系數(shù)的概念。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

GDP和FDI等宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能是存在單位根的非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，如果對(duì)非平穩(wěn)數(shù)據(jù)直接進(jìn)行回歸，則可能造成偽回歸。為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)趨勢，一種方法是將變量數(shù)據(jù)直接差分，這樣做會(huì)縮小變量數(shù)據(jù)的變化范圍，可能導(dǎo)致對(duì)回歸方程的解釋失去真實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義。因此，本文擬采用協(xié)整檢驗(yàn)法（Cointegration Tests），對(duì)重慶市GDP和FDI兩個(gè)可能存在單位根的時(shí)間序列進(jìn)行研究，考察兩個(gè)變量之間長期的均衡關(guān)系。

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的第一步，是檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，即是否為同階單整。運(yùn)用Gretl軟件（Gretl ，即Gnu Regression， Econometrics and Time-series Library，是一種可以編纂和解析計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)數(shù)據(jù)的開放源代碼軟件），對(duì)表1的LnFDI和LnGDP時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2可見，在5%的顯著性水平下，LnFDI、LnGDP和經(jīng)過一階差分的△LnFDI、△LnGDP均為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)。LnFDI和LnGDP在經(jīng)過二次差分后，△△LnFDI和△△LnGDP均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，其P-Value均小于005，說明經(jīng)過二階差分后，兩個(gè)變量均為二階單整序列，滿足對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

（二）OLS回歸和殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確定重慶市FDI和GDP是否存在長期的線性相關(guān)性，首先把LnGDP作為被解釋變量，LnFDI作為解釋變量，利用最小二乘法（OLS）建立回歸方程，回歸結(jié)果整理如下：

由表3殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果來看，殘差一階差分的ADF值為-29111，小于5%顯著水平下的臨界值-28621，說明回歸方程的殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，由此可以推定，LnGDP和LnFDI之間存在長期協(xié)整關(guān)系的概率大于95%，OLS回歸方程不存在偽回歸現(xiàn)象，能夠較好地表達(dá)真實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義。

從回歸方程可以看出，LnGDP和LnFDI的符號(hào)同為正號(hào)，說明重慶市實(shí)際利用外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系；LnGDP和LnFDI的相關(guān)系數(shù)為07072，說明在其他條件不變的情況下，實(shí)際利用外商直接投資每增加1%，重慶市生產(chǎn)總值會(huì)增長07072%；從整個(gè)回歸模型來看，F(xiàn)值較大，R2和調(diào)整后的R2分別為08696和08623，均接近1，說明回歸直線對(duì)觀測值的擬合度較優(yōu)，回歸方程能較好地反映FDI與重慶市經(jīng)濟(jì)增長的長期線性相關(guān)性，外商直接投資與重慶市經(jīng)濟(jì)共同增長，二者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

四、格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過上述協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資與重慶市經(jīng)濟(jì)增長存在長期相關(guān)性，但二者是否具有時(shí)間上發(fā)生的先后順序，還需要通過格蘭杰因果檢驗(yàn)來證明。

前文的ADF檢驗(yàn)已經(jīng)證明LnGDP和LnFDI在二階差分后均為平穩(wěn)序列（見表2），因此可以運(yùn)用Gretl軟件，直接對(duì)表1的數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)（Granger Causality Tests），檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

由表4的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)滯后期數(shù)為1時(shí)，在10%的顯著水平下，LnFDI是LnGDP的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期數(shù)為2時(shí)，在5%的顯著水平下，LnFDI是LnGDP的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期數(shù)為3和4時(shí)，LnFDI不是LnGDP的格蘭杰原因。當(dāng)滯后期數(shù)為1和2時(shí)， LnGDP不是LnFDI的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期數(shù)為3時(shí)，在1%的顯著水平下，LnGDP是LnFDI的格蘭杰原因，當(dāng)滯后期數(shù)為4時(shí)，在5%的顯著水平下，LnGDP是LnFDI的格蘭杰原因。

五、結(jié)論

通過對(duì)重慶市1995—2014年GDP和FDI樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明重慶市實(shí)際利用外商直接投資與重慶市經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)其他條件不變時(shí)，外商直接投資每增加1%，重慶市生產(chǎn)總值會(huì)增長071%，外商直接投資對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長有長期穩(wěn)定的促進(jìn)作用，這為重慶市進(jìn)一步擴(kuò)大開放力度，打造內(nèi)陸對(duì)外開放的高地，吸引更多的外商直接投資提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

通過對(duì)重慶市GDP和FDI進(jìn)行滯后1-4期的格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)LnGDP和LnFDI之間不存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。在滯后的1、2期，LnFDI是LnGDP的格蘭杰原因，且滯后1期的顯著性水平高于滯后2期，說明重慶市實(shí)際利用外商直接投資在進(jìn)入重慶市后的前兩年即對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用，促進(jìn)作用的滯后性主要?dú)w因于投資與回報(bào)之間的正常時(shí)間差；在滯后的3、4期中，LnFDI不再是LnGDP的格蘭杰原因。

在滯后的1、2期，LnGDP不是LnFDI的格蘭杰原因；在滯后的3、4期，LnGDP是LnFDI的格蘭杰原因，滯后4期的顯著性水平高于滯后3期，說明西部大開發(fā)后，重慶市基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，加上政府相關(guān)優(yōu)惠政策的陸續(xù)出臺(tái)，給外商直接投資創(chuàng)造了投資機(jī)會(huì)，使得FDI在后期大量涌入重慶市。

總之，重慶市GDP的增長吸引了更多的FDI涌入，F(xiàn)DI的涌入隨后促進(jìn)了重慶市經(jīng)濟(jì)的增長，兩者動(dòng)態(tài)促進(jìn)，相互作用。盡管相互促進(jìn)的作用并不同步，但從長期看，兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。重慶市首先通過發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)，為外商直接投資提供了更好的發(fā)展機(jī)遇和更多的利益契合點(diǎn)，才吸引到更多的外商直接投資進(jìn)入；大量優(yōu)質(zhì)外商直接投資的流入，又進(jìn)一步促進(jìn)了重慶市經(jīng)濟(jì)的長期可持續(xù)增長。重慶市實(shí)際利用外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長之間的這種良性互動(dòng)關(guān)系，可以對(duì)我國西部其他城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮示范作用和引領(lǐng)作用。

[參考文獻(xiàn)]

[1]沈坤榮， 耿強(qiáng) 外國直接投資，技術(shù)外溢與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長，中國數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析[J].中國社會(huì)科學(xué)，2001（5）： 82 – 93

[2]Edward M Graham， Erica Wada Foreign Direct Investment in China： Effects on Growth and Economic Performance[M]Institute for International Economics Working Paper， 2001

[3]李小平， 朱鐘棣 國際貿(mào)易的技術(shù)溢出門檻效應(yīng)―基于各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析[J] 統(tǒng)計(jì)研究， 2004（10）： 27 - 31

[4]張宇 FDI技術(shù)外溢的地區(qū)差異與吸收能力的門限特征——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的門限回歸分析[J] 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2008（1）： 28 – 39

[5]朱正 FDI、技術(shù)外溢與區(qū)域差異的實(shí)證分析[J] 統(tǒng)計(jì)與決策， 2013（9）： 146 - 148

[6]Jordan Shan， Garry Gang Tian， Fiona Sun The FDI-led growth hypothesis： further econometric evidence from China [D] The Australian National University， 1997

[7]鐘曉兵， 伍楠林， 白雙酈 外商直接投資與黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J] 國際貿(mào)易問題， 2007（10）： 77 – 83

[8]Borensztein， E， J De Gregorio and J-W Lee How does foreign direct investment affect economic growth [J]Journal of International Economics，1998（45）： 115-135

[9]Javorcik， B S Does Foreign Direct Investment Increase the Productivity of Domestic Firms？ In Search of Spillovers through Backward Linkages [J] The American Economic Review， 2004， 94（3）： 605-626

[10]Keller， W International Technology Diffusion [J] Journal of Economic Literature， 2004， 42（3）： 752-782

[11]Saltz， I The Negative Correlation between Foreign Direct Investment and Economic Growth in the Third World： Theory and Evidence[J] Rivista Internationale Di Scienz Economiche e Commerciale， 1992， 19（7）： 617 - 633

[12]Easterly How Much Do Distortions Affect Growth [J]Journal of Monetary Economics， 1999（32）： 187- 212

[13] 韓正清 外商直接投資與重慶經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證分析[J] 重慶職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)， 2004， 13（2）： 28 - 30

[14] 胡偉輝， 賴景生 FDI與重慶經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證研究[J] 商場現(xiàn)代化， 2008（24）： 169 - 171

[15] 紀(jì)杰， 龍勇 重慶FDI、國際貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)性研究——基于VAR模型的經(jīng)驗(yàn)實(shí)證[J] 技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2010， 29（7）： 61 - 64

Abstract：In recent years Chongqing is committed to build the new open highland and the economic growth rapidly. Based on the time series statistics data on 1995-2014， we empirically analyze the correlation and causality between FDI and economic growth of Chongqing. The cointegration test and granger causality test show that 1% increase in FDI will be correlated with 0.71% increase in Chongqings GDP，they bave a positive long-term correlation.In the short term， Chongqings GDP of lag 3 and 4 are the Granger cause of FDI， and FDI of lag 1 and 2 are the Granger cause of Chongqings GDP .

Key words：FDI； economic growth； Chongqing； cointegration test； granger causality

（責(zé)任編輯：董博雯）