路江林，徐應(yīng)超，羅仕玲

(湖南科技大學(xué)商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

外商直接投資對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響研究

路江林，徐應(yīng)超，羅仕玲

(湖南科技大學(xué)商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

利用1994—2013年湖南省年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法實(shí)證研究了過去20年間外商直接投資對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響.結(jié)果表明，外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是雙向的，且滯后期數(shù)不同，外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著不同的格蘭杰因果關(guān)系.基于外商直接投資和經(jīng)濟(jì)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(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)；從長期協(xié)整關(guān)系來看，湖南省每1%的外商直接投資增加額，將產(chǎn)生0.0886436%的經(jīng)濟(jì)增長.

外商直接投資；湖南；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗(yàn)

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(jīng)濟(jì)合作的一個重要組成部分.利用外資服務(wù)中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)是改革開放的一項(xiàng)重大決定，改革開放近40年的實(shí)踐證明外商直接投資在服務(wù)社會主義市場經(jīng)濟(jì)建設(shè)中發(fā)揮了重要作用，其在增加社會有效投資需求、拉動出口貿(mào)易發(fā)展、加快產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級，以及創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會等方面的作用愈加明顯.發(fā)展中國家可以通過吸引外資來發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，彌補(bǔ)資本不足的劣勢，促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)增長.在改革開放和中國市場經(jīng)濟(jì)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(dá)191.42億美元.伴隨著改革的深入，利用外資規(guī)模日益擴(kuò)大，質(zhì)量也不斷提高.2013年外商直接投資額達(dá)到了87.05億美元，GDP漲至3958.27億美元(數(shù)據(jù)來源：《湖南統(tǒng)計(jì)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(qiáng)，招商引資的規(guī)模也在不斷擴(kuò)大.湖南省的經(jīng)濟(jì)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(yīng).外商直接投資早已成為促進(jìn)湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力，在湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)了重要的地位.

關(guān)于外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究結(jié)論差異較大.陳浪南等[1]認(rèn)為FDI并不是對所有經(jīng)濟(jì)變量都有影響，何曉琦[2]發(fā)現(xiàn)FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長并沒有顯著影響；而汪發(fā)元等[3]通過研究湖北省1990—2007年的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)FDI和經(jīng)濟(jì)增長之間是雙向影響關(guān)系，禹佳[4]在分析中國1983—2005年的年度數(shù)據(jù)后認(rèn)為FDI促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)增長，并且二者互為因果；與此不同，桑秀國[5]研究發(fā)現(xiàn)FDI與經(jīng)濟(jì)增長是正相關(guān)關(guān)系，但是不能說明FDI促進(jìn)了中國的經(jīng)濟(jì)增長，反而說明了中國經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致了FDI流入量的增長.關(guān)于二者長期關(guān)系的研究尚不完善，而在湖南省“一帶一部”的戰(zhàn)略背景下，F(xiàn)DI的發(fā)展顯得至關(guān)重要(注：一帶一部是2013年11月，習(xí)近平總書記在湖南省考察時指出的，希望湖南省發(fā)揮作為東部沿海地區(qū)和中西部地區(qū)過渡帶、長江開放經(jīng)濟(jì)帶和沿海開放經(jīng)濟(jì)帶結(jié)合部的區(qū)位優(yōu)勢).近幾十年來，湖南省加大了對外開放力度，擴(kuò)大了招商引資規(guī)模，這就使得FDI在湖南省得到了迅猛發(fā)展，對湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)也越來越大.那么湖南省的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的數(shù)量關(guān)系如何，文章將對此進(jìn)行研究，并據(jù)此提出相應(yīng)的政策建議.

圖1 1994—2013年湖南省FDI增長折線圖

1 模型構(gòu)建

1.1 模型

使用Stata13.1得出lnGDP和lnFDI的相關(guān)系數(shù)矩陣(見表1)，顯示lnGDP和lnFDI的相關(guān)系數(shù)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(guān)系數(shù)矩陣

注：***表示顯著性水平小于或等于1%的相關(guān)系數(shù).

利用變量lnFDI表示湖南省外商直接投資的對數(shù)時間序列數(shù)據(jù)，lnGDP表示湖南省經(jīng)濟(jì)增長的對數(shù)時間序列數(shù)據(jù)，相應(yīng)的散點(diǎn)圖和線性回歸線(見圖2).據(jù)此本文以反映湖南省經(jīng)濟(jì)增長的GDP對數(shù)值lnGDP作為被解釋變量，以湖南省實(shí)際利用的外商直接投資FDI的對數(shù)值lnFDI作為解釋變量，構(gòu)建回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)，模型為：lnGDPt=α0+β1lnFDIt+μt(1).α0、β1、μt分別為待估參數(shù)和隨機(jī)擾動項(xiàng).

圖2 lnGDP與lnFDI的散點(diǎn)圖和線性回歸線

1.2 數(shù)據(jù)說明

根據(jù)《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》收集了湖南省1994—2013年的年度GDP和FDI數(shù)據(jù)，鑒于取對數(shù)不會改變原始數(shù)據(jù)的關(guān)系及性質(zhì)，并且容易消除異方差問題，本文將GDP和FDI數(shù)據(jù)對數(shù)化，然后根據(jù)各年美元對人民幣匯率中間價將數(shù)據(jù)全部轉(zhuǎn)化為以億美元計(jì)價的數(shù)據(jù).

2 結(jié)果分析

2.1 簡單OLS回歸結(jié)果

用stata13.1直接使用OLS估計(jì)此長期均衡關(guān)系(即EG-ADF兩步法)，得到回歸結(jié)果(協(xié)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(nèi)的數(shù)字表示各回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)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(guān)性顯著；0.9732的可決系數(shù)，說明lnGDP和lnFDI之間的擬合優(yōu)度很高，方程顯著性檢驗(yàn)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(wěn)性檢驗(yàn)

若變量為非平穩(wěn)時間序列，則根據(jù)t統(tǒng)計(jì)量和準(zhǔn)則來判斷變量間的關(guān)系，可能存在偽回歸問題.本文利用ADF檢驗(yàn)(AugmentDickey-Fullertest)對湖南省經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).若非平穩(wěn)的時間序列l(wèi)nFDI的一階差分ΔlnFDI是平穩(wěn)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(jù)數(shù)據(jù)特點(diǎn)，選擇具有時間趨勢的ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

此檢驗(yàn)的原假設(shè)和備擇假設(shè)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(wěn)，但經(jīng)一階差分都成為平穩(wěn)序列.據(jù)此，這些變量都是一階單整(integratedof1)序列，記為I(1)，并且滿足協(xié)整檢驗(yàn)的必要條件.

表2 單位根檢驗(yàn)(ADF方法)

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

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

GDP與FDI的對數(shù)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(lián)動性.

圖3 lnGDP與lnFDI的時間趨勢圖

用Stata13.1進(jìn)行不包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)的協(xié)整秩跡檢驗(yàn)(tracestatistic)結(jié)果(見表3)表明，只有一個線性無關(guān)的協(xié)整向量(表3中打星號者).而用Stata13.1進(jìn)行的最大特征值檢驗(yàn)(maxstatistic)(見表4)也表明，可以在5%的水平上拒絕協(xié)整秩為0的原假設(shè)，但無法拒絕協(xié)整秩為1的原假設(shè).

表3 協(xié)整秩跡檢驗(yàn)(trace statistic)

表4 最大特征值檢驗(yàn)(max statistic)

其次，用Stata13.1檢驗(yàn)該系統(tǒng)所對應(yīng)的VAR表示法的滯后階數(shù)，結(jié)果見表5，顯示應(yīng)選擇滯后3階.

表5 VAR表示法的滯后階數(shù)檢驗(yàn)

估計(jì)回歸方程(1)得到殘差表達(dá)式：

對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(不含截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng))，其結(jié)果見表6.

表6 殘差序列單位根檢驗(yàn)(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(jié)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(xiàng)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(xiàng)的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度.根據(jù)以上GDP的誤差修正模型的系數(shù)估計(jì)值(-0.051487)來看，短期波動偏離長期均衡時，將以(-0.051487)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài).此外，協(xié)整關(guān)系對GDP的增長產(chǎn)生了正向修正，F(xiàn)DI的短期變化對GDP有反向影響(彈性系數(shù)為-0.0456078).湖南省經(jīng)濟(jì)增長的外商直接投資彈性為0.0886436，符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)期.從長期協(xié)整關(guān)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(yàn)

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

其中滯后項(xiàng)p根據(jù)AIC和IC確定.檢驗(yàn)原假設(shè)：H0:β1=β2=…=βp=0

原假設(shè)也就是說lnFDI的過去值對預(yù)測lnGDP的未來沒有幫助.如果拒絕原假設(shè)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(yàn)lnGDP是否為lnFDI的格蘭杰因.將(lnGDP，lnFDI)構(gòu)成一個二元VAR系統(tǒng)，然后在VAR的框架下使用Stata13.1的命令vargranger進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果見表7.

表7 格蘭杰因果因果關(guān)系檢驗(yàn)

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

結(jié)果顯示：在表7的檢驗(yàn)過程中，滯后期數(shù)分別為1、2、3來考察GDP和FDI的對數(shù)之間的關(guān)系.在10%顯著水平下，當(dāng)滯后期數(shù)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(shù)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(guān)系，此時是GDP影響FDI，即先是湖南省的經(jīng)濟(jì)增長吸引具有趨利性本質(zhì)的外國資本，其后才是外商直接投資對湖南省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出貢獻(xiàn).因此，雖然回歸分析顯示雙方都存在顯著的影響關(guān)系，但是Granger因果檢驗(yàn)卻沒有充分的證據(jù)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(guān)系.這可能是因?yàn)镚DP和FDI序列比較短，隨著序列期數(shù)的增加，則上面的回歸結(jié)果可能會趨于穩(wěn)定.

3 結(jié)論與政策建議

本文應(yīng)用1994—2013年20年間湖南省引進(jìn)的外商直接投資的數(shù)據(jù)以及湖南省經(jīng)濟(jì)增長的年度對數(shù)序列做了回歸模型、協(xié)整檢驗(yàn)以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn).結(jié)果表明，外商直接投資對湖南省經(jīng)濟(jì)增長具有顯著貢獻(xiàn)，滯后期數(shù)不同，F(xiàn)DI和GDP間存在不同Granger因果關(guān)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(jié)拍存在一定的差異.外商直接投資是湖南省經(jīng)濟(jì)增長的重要來源，湖南省的經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上又可以促進(jìn)湖南省的外商直接投資.鑒于此，湖南省應(yīng)牢牢抓住國家中部崛起、“一帶一部”和全球產(chǎn)業(yè)調(diào)整的重大戰(zhàn)略機(jī)遇，優(yōu)化外商直接投資環(huán)境，充分發(fā)揮政府在FDI方面的重要作用，制定優(yōu)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(guī)模，有效地促進(jìn)湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，助力湖南經(jīng)濟(jì)和社會建設(shè).

[1] 陳浪南,陳景煌.外商直接投資對中國經(jīng)濟(jì)增長影響的經(jīng)驗(yàn)研究[J].世界經(jīng)濟(jì),2002,(6):20-26.

[2] 何曉琦.1981-2000年外商直接投資與出口對福建經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析[J].數(shù)理經(jīng)濟(jì)與管理,2005,(4):94-99.

[3] 汪發(fā)元,常春華.外商直接投資對湖北經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析[J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào):哲學(xué)社會科學(xué)版,2010,(1):151-155.

[4] 禹佳.FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析[J].西安石油大學(xué)學(xué)報(bào):社會科學(xué)版,2007,(4):32-36.

[5] 桑秀國.利用外資與經(jīng)濟(jì)增長——一個基于新經(jīng)濟(jì)增長理論的模型及對中國數(shù)據(jù)的驗(yàn)證[J].管理世界,2002,(9):53-63.

(責(zé)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(chuàng)新項(xiàng)目“環(huán)境規(guī)制對綠色經(jīng)濟(jì)效率的影響研究”(批準(zhǔn)號：CX2016B506)；湖南省研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“創(chuàng)新發(fā)展指數(shù)構(gòu)建與區(qū)域創(chuàng)新水平測度研究”(批準(zhǔn)號：CX2015B474).

路江林(1990— )，男，湖北襄陽人，湖南科技大學(xué)商學(xué)院碩士生.研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境經(jīng)濟(jì)；徐應(yīng)超(1989— )，男，安徽六安人，湖南科技大學(xué)商學(xué)院碩士生.研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)與計(jì)量分析；羅仕玲(1992— )，女，湖南邵陽人，湖南科技大學(xué)商學(xué)院碩士生.研究方向：會計(jì)學(xué).

F752.8

A

1008-4681(2017)02-0105-04