FDI与经济增长的实证研究
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[摘要] 从对湖南和浙江的时间序列数据计量结果看，两省的本期fdi对经济增长均有显著影响，本期GDP对FDI均有着显著影响。从计量结果看，浙江和湖南的FDI对经济增长有促进作用，但湖南不如浙江显著；浙江和湖南的经济增长对FDI有显著促进作用。对两省的时间序列数据进行格兰杰因果关系检验的结果表明，FDI是经济增长的原因，GDP也是FDI增长的原因，二者构成Granger意义上的因果关系。
[关键词] 外商直接投资；时间序列数据分析；格兰杰因果关系检验
[中图分类号] F832.6[文献标识码] A[文章编号] 1006-5024(2008)02-0129-04
[作者简介] 贺文华，邵阳学院经济与管理系讲师，硕士，研究方向为世界经济与贸易、经济增长与发展。(湖南 邵阳 422000)
20世纪80年代以来，FDI与经济增长之间的关系逐渐引起了国内外广大学者的关注，对东道国或地区经济增长的影响和作用主要表现为外商直接投资中的技术转移效应，外商直接投资是技术转移的一种重要组织机制，其技术转移的形式有直接转移和间接转移两种。直接转移指采取合资方式或合作经营方式，由外商直接提供技术；允许外商以设备、技术作价出资，含有技术转让的成份。间接转移主要指通过技术服务及咨询服务、职工培训、人员流动、国内企业的学习与模仿等途径实现，这些活动不仅发生在外商投资企业所在地区的不同经济类型企业之间，而且发生在外商投资企业所在地区与周边地区之间。技术转移的两种方式是相互联系的，直接转移是主要方面，起着主导作用。外商直接投资的技术溢出是影响东道国技术进步的重要因素。外商投资企业向东道国或地区直接和间接转移技术所产生的各种积极的综合影响，称为外商直接投资的技术溢出效应，简称溢出效应。溢出效应就是由于外商直接投资企业的进入和存在，引起当地企业技术上的改进和劳动生产率的提高。
FDI是促进经济增长的主要动力之一，特别是在一些发展中国家和地区，FDI对经济增长具有十分重要的影响。R. Barro对技术进步、技术差距、技术外溢、人力资本等影响经济增长的诸要素进行了分析，提出了确定各要素之间关系的模型，并对经济增长与技术进步、人力资本及趋向性关系进行了开拓性研究，为研究FDI与经济增长的关系提供了基础。但也有许多学者对国际资本流人是否会促进东道国经济增长的问题持怀疑甚至否定态度。美国经济学家Gupta和Islam通过采用对发展中国家时间序列与横截面序列相结合进行研究的方法，考察了1950-1973年发展中国家的FDI对经济增长的影响，发现FDI对经济增长没有明显的作用。Saltz从理论与实证两方面论证了发展中国家FDl与经济增长存在负相关关系。sterly认为利用优惠政策吸引外资会阻碍国内投资。当外资企业与国内企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长。J. Comwaland和W. Cornwal指出贸易和生产要素自由流动对经济增长的作用被新增长理论模型夸大。
本文以浙江和湖南的FDI作为研究对象。浙江FDI总额从1984年的252万美元增加到2005年的77亿美元，2005年占全国FDI总额603.25亿美元的7.81%；地区生产总值从1984年的323.25亿元增加到2005年的13437.85亿元，2005年地区生产总值占全国183956.1亿元的7.3%。湖南FDI总额从1983年的26万美元增加到2005年的20.72亿美元，2005年占全国FDI总额603.25亿美元的3.44%；地区生产总值从1983年的257.43亿元增加到2005年的6511.34亿元，2005年地区生产总值占全国183956.1亿元的3.53%。从占全国的份额看，地处东部的浙江是高FDI份额，而地处中部的湖南FDI份额较低。通过两省FDI对地区生产总值的贡献进行对比研究揭示：两省的地区生产总值上的增长有多大程度是受FDI的推动及两者之间存在的差距。
一、数据检验
本文选取浙江和湖南的FDI和地区GDP的数据均来自两省的统计年鉴，用fdi、 gdp分别表示FDI和地区GDP，其中地区GDP根据当年的平均汇率换算为美元，FDI是实际利用外资额。为了消除趋势和异方差，对fdi、gdp分别取对数得 lnfdi和lngdp。为了避免伪回归，分别对对数数据进行平稳性检验。
(一)平稳性检验
两省的Lgdp和Lfdi都是不平稳序列，对序列的一阶差分进行平稳性检验。
1.湖南数据的平稳性检验
对Lgdp做ADF检验：
ADF值为-4.865，小于1%水平下的临界值-4.668，Lfdi是I(1)序列。
从上表的检验结果可知：变量的一阶差分序列在5%的置信水平上是平稳的，即Lgdp，和Lfdi都是一阶单整过程，它们均为非平稳的时间序列，因此不能够用传统的计量经济学理论来构建模型，为此，用现代计量经济学中的协整理论及向量误差修正模型来研究两个变量之间的长期均衡关系。
(二)协整检验
由于协整检验是对无约束的VAR模型施以向量协整约束后的VAR模型，因此进行协整检验选择的滞后阶数应该等于无约束的VAR模型的最优滞后阶数减1。
1.湖南数据的协整检验
Johansen协整检验，滞后区间从1到2期的检验结果如下表
迹统计量18.73大于5%水平下的临界值15.49，拒绝原假设，存在一个协整关系。
2.浙江数据协整检验
Johansen协整检验，滞后区间从1到3期的检验结果如下表
迹统计量34.6大于5%水平下的临界值15.49，拒绝原假设，存在一个协整关系。
(三)格兰杰因果检验
对湖南、浙江的Lfdi与Lgdp格兰杰因果关系进行检验，选取3到6期滞后得表4。在10%的显著水平下，湖南省滞后3、4期的Lfdi与Lgdp存在双向的因果关系，滞后5期的Lfdi不是Lgdp的格兰杰原因，滞后6期的Lgdp不是Lfdi的格兰杰原因；浙江省滞后3期的Lfdi不是Lgdp的格兰杰原因，滞后6 期的Lgdp不是Lfdi的格兰杰原因，滞后4、5期Lfdi与Lgdp存在双向的因果关系。可以说浙江和湖南两省的FDI和地区GDP之间有互相促进的作用。
(四)方差分解
格兰杰因果关系只能够说明变量之间具有因果关系，但不能够测度这种因果关系的强弱，因此采用方差分解来对这两个变量不同预测期限的均方误差进行分解。方差分解是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相互关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性。
湖南Lgdp的预测误差主要来自于其自身，在第4期后Lf-di的影响大约占到了预测误差的3%，以后稳定在3%左右。因此，其对经济增长的长期影响不显著，湖南的Lfdi的预测误差主要来自于其自身，在第6期后Lgdp的影响大约占到了预测误差的35%，因此，其对Lfdi的长期影响比较显著(图1)。浙江的Lgdp的预测误差主要来自于其自身，在第4期后Lfdi的影响大约占到了预测误差的10%，以后稳定在20%左右。因此其对经济增长的长期影响是比较显著的，浙江的Lfdi的预测误差主要来自于其自身，在第5期后Lgdp的影响大约占到了预测误差的50%，因此其对Lfdi的长期影响比较显著。说明FDI对经济增长有长期影响，并且两者之间互相促进，但浙江省的FDI对经济增长的作用更显著(图2)。
(五)脉冲响应函数
脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差的反应，即在扰动项上加一个标准差大小的新息冲击对内生变量的当前值和未来值的影响。图3、图4是对VAR模型的脉冲响应函数曲线，横轴表示滞后阶数，纵轴表示内生变量对冲击的响应程度。度量Lgdp一个单位的正向标准差冲击，使得Lfdi在滞后的2年内上升，到顶峰后渐平稳(图3)。在总的滞后期内都产生正向效应。Lfdi的正向冲击也对Lgdp产生正向效应，在滞后2年内达到高峰后下降，在滞后10年内都产生正向作用。从图4看，度量Lgdp一个单位的正向标准差冲击，使得Lfdi在滞后的2年内上升，到顶峰后渐平稳。在总的滞后期内都产生正向效应。Lfdi的正向冲击也对Lgdp产生正向效应，在滞后2年内达到高峰后稍有下降，在滞后10年内都产生正向作用。浙江省Lfdi和Lgdp相互冲击的效果比湖南省的要明显(图3、图4)。
二、构建误差修正模型
1.湖南FDI的误差修正模型
(1)建立回归模型
3.向量误差修正模型VEC
格兰杰指出，若变量之间存在协整，则这些变量之间至少存在一个方向的格兰杰因果关系：滞后差分项的系数联合检验显著，存在短期因果关系，或者误差纠正项系数显著而存在长期因果关系。因此，在确定变量之间存在协整关系后，就可以构造向量误差修正模型，以确定它们之间的相互调整速率及短期互动影响并观察变量间的因果关系。VECM是一个有约束的VAR模型，在解释变量中含有了协整约束关系，因此，当出现一个大范围的短期波动时，VECM模型会使内生变量收敛于它们的长期协整关系。短期部分调整可以修正长期均衡的偏离，因而协整项也被称为误差项。向量误差修正模型的参数设定应该与前面Johansen协整检验对截距项和趋势项以及滞后区间的设定保持一致。从模型结果可以得以下结论：浙江和湖南两省的FDI和地区GDP存在双向的因果关系，在5%的显著水平下，地区GDP与FDI短期和长期都存在因果关系；FDI与地区GDP存在短期因果关系。两省的FDI均通过长期均衡关系来影响地区生产总值的增长，湖南和浙江每年Lgdp的实际值与均衡值的偏差约3.56%和2.64%被纠正。
三、结论
从以上分析可得到以下结论：在其他条件相同的情况下，湖南的FDI每增加一个百分点，将推动湖南省当年地区GDP增加0.0285个百分点，湖南省FDI的长期弹性是0.3626，短期弹性是0.0148；在其他条件相同的情况下，浙江的FDI每增加一个百分点，将推动浙江省当年地区GDP增加0.1508个百分点，浙江FDI的长期弹性是0.8406，短期弹性是0.149。浙江省的FDI对地区GDP的长期弹性和短期弹性均大于湖南相应的弹性，说明浙江消化吸收FDI技术溢出效应的能力方面比湖南强；两省各自的长期弹性均大于其短期弹性，这说明FDI发挥作用需要一个较长的时期。形成这一差距的原因主要是湖南在消化吸收FDI技术溢出效应的能力方面还存在不足，FDI外溢效应的溢出渠道不通畅。Bo-rensztein等人的分析表明，先进技术的引进和吸收能力是FDI促进经济增长的前提条件，只有当引资国达到某种最低人力资本存量的条件之后，外商直接投资才能比国内投资有更高的生产率。因此，湖南应大力提升人力资本水平，提高FDI先进技术溢出的消化吸收能力。短期内FDI对GDP的贡献不明显，这是因为FDI进人湖南后，通过其所提供的需求拉动对当年GDP做出贡献后，进人了一个积累时期，其供给效应还没有开始发挥作用，贡献并不明显，经过一段时期的发展，其供给效应开始发挥作用，FDI对GDP做出了较大的贡献。
两省的经济增长与FDI增长的相关性显著，两者之间存在因果关系，并且相互影响为正。这说明FDI是湖南经济增长的原因之一，同时经济增长也是促使湖南持续吸引较多FDI的一个重要因子。从分析来看，FDI对湖南经济增长的影响是积极的，效果是显著的，它有力推动了湖南省国民经济增长。外资进入湖南后，通过短期需求效应拉动经济增长。从长期均衡来看，两省FDI的滞后期都较长。此外， 湖南FDI的外溢效应得到相应的发挥，人力资本、技术水平也有相应的提高。但与浙江相比，差距还很大。因此，湖南在进一步加大引资力度的同时，要提高自身的人力资本水平，从而增强对技术外溢效应的消化和吸收。
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