基于索洛模型实证分析FDI与上海地区经济增长

开篇：润墨网以专业的文秘视角，为您筛选了一篇基于索洛模型实证分析FDI与上海地区经济增长范文，如需获取更多写作素材，在线客服老师一对一协助。欢迎您的阅读与分享！

摘要:在经济全球化和建设国际金融中心的进程中,上海接收外商直接投资数额连年增长。本文基于1981年至2008年上海市时间序列数据,通过建立索洛模型对上海FDI的引入量和地区经济增长进行实证分析。实证模型表明,fdi的引入可以促进上海地区的经济增长,最后文章提出了相应的政策建议。

关键词:FDI;经济增长;索洛模型

一、引言

改革开放以来,上海引入的FDI规模不断扩大,从1980年实际吸收外资金额1800万美元到2008年实际吸收外资金额100.84亿美元。大量外资流入对上海的经济发展,金融稳定和人民生活等等各个方面带来了深远影响。

尚未消除的美国次贷危机、全球金融动荡势必对全球FDI的流量、地区分布产生重大影响,FDI的金融环境、投资动因在新的经济周期内呈现出新的特征。因此, 在当前新的发展背景下, 重新审视FDI 对上海市经济增长的影响, 探讨其相互作用的机制与路径, 从而为上海市更好的吸收FDI提供科学依据具有非常重要的意义。

二、相关文献综述

国内外很多学者就FDI 对东道国经济增长的影响进行了深入研究。美国经济学家henery 和Strout (1962) 的“两缺口”理论;Rovert . M. Solow(1956) 为代表的新古典增长理论、Romer (1986) , Ethier (1982) 的内生增长理论,这些理论都阐述了外商直接投资对经济增长始终具有直接或者间接的正向效应。该理论认为FDI通过弥补资金缺口进而促进发展中国家经济发展。同时,经济发展发生于经济结构或产业结构的演变过程,因为结构刚性的存在,东道国经济发展会受到资源不足的制约,因而引进、利用外资有利于弥补储蓄和外汇的缺口,进而推动东道国的经济增长和结构转换。储蓄缺口与外汇缺口是构成发展中国家经济发展的两个主要约束因素,引进外商直接投资的目的就在于弥补这两个缺口。

国际上许多经济学者对FDI 与东道国经济增长间的关系作了大量的实证研究, 由于研究方法和选取的计量工具、计量模型不同,因此,他们的研究结果、得出的结论也不一样。De Gregorio(1992)通过对12 个拉美国家的数据研究表明FDI 与经济增长呈显著的正相关关系。Blomstrom(1994) 等发现, FDI 是否有利于经济增长取决于投资对象国自身的发展水平。Kawai (1994) 、Balasubramanyam 等(1996) 认为,在FDI 对经济增长的影响中,投资对象国的开放水平起着至关重要的作用。Borensztein等(1998)通过对69 个国家的数据分析得出FDI 通过技术外溢导致经济增长,同时指出人力资本水平越高,技术外溢效应越大,越能促进引资地区的经济增长。还有,制度因素对经济增长也有影响,Alfaro 等(2004)发现金融发展的水平越高, 越有利于引资地区经济增长。当然也有学者认为,FDI的引入量对经济发展没有影响。其代表有Stroker (1999) ,他认为FDI对经济增长的作用是建立在非常严格的假设条件的模型之下的,这些严格的条件在现实经济生活中不可能存在,于是FDI与经济发展没有联系。

近年来,也有不少学者对中国FDI对经济的影响做了理论和实证分析。Kueh (1992) 发现外商投资对总资本形成做出了很大贡献,外商投资企业已经成为中国沿海地区重要的工业生产商和出口商。陈浪南(2002) 从总供给的角度出发,以OLS 方法对FDI 与经济变量进行相关分析, 发现FDI的存量增长率与GDP 增长率存在线性关系,进而之处FDI 对我国的经济有一定程度的影响。朱明英(2002) 阐述了长江三角洲地区外商投资企业空间集群与地区增长。沈桂龙(2005)从经济可持续发展和国家经济安全角度反思外资所带来的负面影响,指出外资对国民经济的贡献被夸大、外资使用成本过高、不利于增强经济自身的内生增长能力,不利于经济的可持续发展。

在现有的模型当中,对近年来上海FDI对经济的发展情况带来的影响的实证研究比较少。

三、实证分析

(一)模型的建立

在研究投入要素与经济增长之间的关系时,最常使用的方法就是新古典主义的增长模型――索洛-斯旺模型。本文将FDI 作为独立的投入要素引入到扩展的增长方程当中,然后通过估计来检验FDI 与经济增长的关系。索罗模型的基本生产函数是一个以资本存量、劳动力投入以及技术进步作为自变量的函数,由于本文要研究的是FDI 对经济增长的影响,因此将外商直接投资F 作为另一个因变量带入函数中,重新定义K为国内资本存量。

建立模型:

Y=AKαFβLγ

各变量的含义为:

Y为每年的总产出,用以衡量经济增长情况,用GDP表示。

A 表示技术因素, 考虑到数据的可获取性, 将其看成是1981 年到2008 年技术因素的算数平均值, 即将其看成常数项,各年份的变动情况看成是随即因素, 归到随机扰动项中。

国内投资用固定资产投资额衡量,用K表示;

国外投资用外商直接投资衡量,用F表示;

L 为劳动, 本文用就业人口来衡量劳动。

基本数据均来自于的《中国统计年鉴》和《上海统计年鉴》,时间区间为1981-2008

(二)模型回归与估计

笔者在进行下面的研究时对上述变量都取了自然对数, 这样做不会改变其时序性质,同时可以使其趋势线性化, 还可以消除经济时间序列数据存在的异方差,且对数化后的数据容易得到平稳序列。

因此对方程两边取对数,得出基本的扩展方程如下:

LnGDP=LnA+αLnK+βLnF+γLnL+μ (1)

对方程(1) 进行最小二乘法(OLS)回归得到回归方程

LnGDP= 0.0759 + 0.1628LnF + 0.8902lnK + 0.1045 LnL

Se = ( 4.5129)(0.0501)(1.0902)( 0.6934 )

T = ( 0.0168)(-3.2520)(12.4624)(3.1507 )

P = ( 0.9867)(0.0034)(0.0000)(0.8815)

R=0.9777adjustedR2=0.9749DW=2.4886 F=351.8818

结果证明:从模型中的实证结果可以看出,国内投资增加、FDI的引入和就业人数的增加,可以拉动GDP的增长,这与柯布-道格拉斯函数意义相符,即劳动和资本是促进经济增长的的因素。对于拟合优度检验,可决系数R2 和调整后的R2 接近于1,表明约有97%的GDP 的变化可由 F、 K、 L 这三个解释变量来解释,模型的拟合效果好。 F检验式中F=351.8818,远大于a=0.05下的F临界值。反映变量间呈高度线性,回归方程高度显著。查表可知:a=0.05,自由度为15(n-1)的双边检验的t 分布的临界值为2.131,上述各变量都超过了临界值,拒绝原假设,认为国内资本存量和劳动力投入量和FDI的引入对上海国民生产总值有正向冲击。 L 的偏回归系数0.1045表示在其它变量(也即FDI 和K)保持不变时, L 每增加1%, GDP 能增加0.1%; K 的偏回归系数0.8902 表示在其它变量(也即FDI 和L)保持不变时, K 每增加1%, GDP能增加0.89%; F 的偏回归系数0.1628,表明LnF每增加1%,可以带来GDP增长0.1628%

(三)ADF平稳检验

利用时间序列建立经济计量模型时,时间序列必须是平稳的,其平稳性决定了计量模型的解释能力,因此有必要首先检验时间序列的平稳性。为避免出现虚假回归而造成结论无效,常用的是扩展的Dickey- Fuller(ADF) 和非参数的PP 单位根检验。本文利用ADF(Augmented Dickey-Fuller)检验法,检验式为:

yt=c+αt+pyt-1+∑ki=1rIyt-1+ut式中, yt是待检验的时间序列, c 是常数项, t为时间趋势, k 是滞后期,ut是随机误差项。原假设是H0: ρ=0, 备选假设是H1: ρ

我们先将GDP 指数和FDI 、国内投资、社会从业人员人数四个序列取对数, 分别记为lnGDPI 、lnFDI、lnK和lnL。然后采用ADF方法对该两列时间序列的平稳性进行检验。根据AIC和SC最小准则,检验结果见表一:

注:表中表示一阶差分,2表示两阶差分,滞后期为两期,i表示有截距项,t表示有趋势项,结论中的I(0、1、2),0表示原始序列平稳,1表示一阶差分平稳,2表示两阶差分平稳。

表一说明,GDP、FDI、 社会从业人员人数、国内投资等变量的原始序列在5%的置信水平下ADF的绝对值均小于临界值的绝对值,故不能拒绝原假设,即都存在单位根。因此再进行一阶差分序列的平稳性检验,以此类推。从最后结果看出,即便是不平稳的序列,在经过了一、二阶差分后新差分序列均变为了平稳序列。

(四)脉冲响应

脉冲响应函数(IRF)描述的是一个内生变量对来自另一个内生变量的一个单位变动所产生的响应,可用来衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响,以及其影响路径的变化,故可作为系统特性的时域描述,是研究变量间相互影响关系的有效工具。

脉冲响应函数的原理为在扰动项上施加一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量, 并且通过VAR 模型的动态结构传导给其他所有的内生变量, 在VAR 模型结构中可以利用冲击反应函数识别出各个效应对FDI 冲击的动态反应过程。具体方法是, 对于任何一个VAR( k) 模型都可以通过附加伴随矩阵式的变换改写成一个VAR( 1) 模型:

YtA1Yt-1+Ut

任何一个VAR 模型都可以表示成为一个无限阶的向量MA( ∞) 过程。

Yt=(I-LA1)-1Ut=Ut+A1Ut-1+A12Ut-2+…+A1sUt-s+…

Ψj,(j=1,2,…,s)表示移动平均参数矩阵,写成

Yt+s=Ut+s+Ψ1Ut+s-1+Ψ2Ut+s-2+…ΨsUt+…

显然, 有下式成立:

Ys=Yt+sUt

Ys 中第i 行第j 列元素表示, 在令其他误差项在任何时期都不变的条件下, 当第j 个变量yjt对应的误差项ujt在t 期受到一个单位的冲击后,对第i 个内生变量yit在t+s 期造成的影响。把Ys 中第i 行第j 列元素看作是滞后期s 的函数Yi,t+sUjt, S=1,2,3……脉冲响应的实验结果如下图所示,其中横轴表示选择的期数,在此笔者选择为10期,纵轴表示因变量对解释变量的响应程度:

左上图表示 GDP 对一个标准差新息的响应。我们可以看出,GDP对其自身的一个标准差新息立即有较强的反映,国民生产总值增加了约0.05,并持续上升,在第四期达到最高的0.08,在此之后开始回落在第九期的时候达到零并继续下降知道负值。该序列对来自其他方程的新息在第一期都没有反映, F 一个标准差新息对其影响比较微弱,,显示上海市外商直接投资在当期对国民生产总值的拉动作用不明显。 L对GDP在第二期后产生了较大的冲击影响,且持续时间长。

右上图表示 F 对一个标准差新息的响应。可以看出在第一期, GDP 对 F 就产生了正向影响,然后,正向效应在第四期前不断加强,然后虽稍有回落但是仍然保持在较强范围内, 显示出上海市国民生产总值可以连续地吸引外商直接投资的流入,。 F 对其自身的一个标准差新息在第一期就有较强的正向反映,此后逐渐减小。并且最后收敛到零附近。

四、政策建议

1、应该积极改善上海对外开放的深度和广度, 加大本市基础设施的规划和建设力度, 营造良好的投资氛围和投资环境, 使FDI的直接效应和间接效应得到充分发挥以促进上海经济的持续稳定增长。

2、服务业利用外资是上海的潜力和优势所在。围绕上海国际

金融、航运中心建设, 重点吸收现代服务业,推进金融中心建设。

引进跨国采购中心、物流、专业服务企业, 加快国际贸易中心建设吸引国际著名港航公司参与建设运营, 促其将亚太营运中心迁至上海, 加快国际航运中心的建设。

3、上海金融市场的流动性和规模会影响FDI的流入规模, 进而影响经济增长, 所以要健全、完善上海的金融市场, 这样可以提高储蓄、增加金融投资资源以及促进消费,同时能够有效监管技术革新投资项目, 进而提高投资效率, 促进上海的经济增长。

4、在积极引进外资的同时要注意调整考核指标, 加强对吸收外资的规划和引导。从原来只注重考核吸收外资的数量指标转向同时兼顾考核外资的质量、效率、效益、结构等指标。建立一套科学、完整的绩效评估系统,使得上海引入的FDI更好的促进上海的经济发展。

参考文献:

[1]H.CHENERY, A.STROUT. Foreign Assistance and Economic Development [ M]. American Economic Review, 1966. 679 - 733.

[2] BALASUBRAMANYAN V, SALISU M, SAPSFORD D. Foreign direct investment and growth in EP and IS countries [ J]. Economic Journal, 1996 (106): 92 - 105.

[3] KOHPAIBOON, ARCHANUN. Foreign Trade Regimes and the FDI- Growth Nexus: A Case Study of Thailand [ J]. Journal of Development Studies, 2003, 40 (2): 55 - 69.

[4] HERMES NIELS, LENSINK ROBERT. Foreign Direct Investment, Financial Development and Economic Growth [ J]. Journal of Development Studies, 2003,40 (1): 142 - 163.

[5]XIAOYING LI, XIAMING LIU. Foreign Direct Investment and Economic Growth: An Increasingly Endogenous Relationship [ J]. World Development, 2005, 33(3): 393 - 407.

[6] 沈坤荣, 耿强.外国直接投资、技术外溢与内生经济增长―――中国数据的计量检验与实证分析[ J].中国社会科学, 2001,( 5) :82 - 93.

[7] 陈浪南, 陈景煌.外商直接投资对中国经济增长的经验研究[J].世界经济, 2002,( 6) : 20 - 26.

[8] 魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响[J].经济研究, 2002,( 4) : 19 - 26.

[9] 战明华. 我国外资利用的经济增长效应[J]. 统计研究, 2003, 6 ( 6) : 47 - 51.

[10] 刘宏杰, 刘福柱.外国直接投资与我国经济发展的关系实证研究[J] .商场现代化, 2006;( 5) : 125~126

[11] 吴晓彤, 韩太祥. FDI 对长三角地区经济增长影响的实证分析[J]. 经济师, 2007,( 9) : 274 - 275.

[12]张晓峒. 计量经济分析. 北京:经济科学出版社,2000

[13] 王欣阳.FDI 与区域经济增长的关系―基于索罗模型的实证检验[J] .法制与社会, 2007;( 4) : 319~320

[14] 刘鑫, 基于索罗模型的经济增长实证分析FDI [J] .现代经济 2008;(7) : 32~33

[15] 于涛,巫强,康艳红.FDI 对上海经济增长影响的实证研究[J] .经济地理2008;(4) :627~629

本文为上海市大学生创新实践计划资助项目,项目名称“FDI、金融安全与风险防范”,项目编号:S0840。

(作者单位:华东理工大学商学院)