外商直接投资对经济增长的供给效应*——基于湖北1995—2014年样本数据的实证分析

张勇李娟

一、引言与相关文献评述

经过30多年的发展，外商直接投资 （FDI）已经成为我国利用外资的主要形式，在我国经济建设中发挥了重要作用。学界对如何评价外商直接投资对经济增长的作用可谓仁者见仁、智者见智。有的学者认为FDI是促进经济增长的原因之一，而经济增长不是吸引FDI的原因；有的学者认为经济增长是吸引FDI的原因，FDI对一国经济没有明显的正面影响，甚至还对东道国产生负面影响；而有的学者认为FDI与经济增长互为因果，相互促进。如何科学、客观地认识外商直接投资与经济增长之间的关系，成为经济学重要的研究课题。

随着中国加入WTO和中部崛起的深入，湖北省吸引外商直接投资面临新的机遇。湖北始终是中部吸收外商直接投资最多的省份，1995—2014年间湖北吸收外商直接投资累计达 3431.22亿美元，占中部六省外商直接投资总额的30%以上。在这种背景下，我们既需要对湖北省的经济发展水平及外商直接投资状况进行深入了解，也需要对湖北经济增长与外商直接投资的相互关系进行分析，更需要对外商直接投资如何影响湖北经济增长加以系统研究，从而对今后的引资政策调整给予一定的实证支持。

在用实证方法研究外商直接投资 （FDI）与经济增长的关系中，较多的学者认为，FDI在东道国会产生技术溢出效应，促进东道国的技术进步，提高东道国的经济效率，扩大东道国的出口，从而对东道国的经济增长起着积极的作用。①Chen等认为外资企业的出现使国内企业面临巨大竞争压力，外资企业雄厚的技术和管理实力迫使国内企业增加研发 （R&D）投入，从而提高其资本存量的边际生产力；另外，外资企业的技术、管理和营销等方面的知识将会产生外溢，使东道国受益，促进经济增长②。U.Walz把外商直接投资纳人包含内生技术进步的动态一般均衡模型中，并把新产品的研制地与生产地分开，即跨国公司在R&D基础设施完备的发达国家研究设计新产品后，再通过FDI在低成本的发展中国家进行生产，从而产生跨国间的技术外溢③。R.Barrell和N.Pain通过模型分析了欧洲不断增长的跨国投资对投资国和东道国产生的广泛影响，尤其是对经济合作与发展组织 （OECD）几个成员国出口绩效的影响，计量了外资企业的技术转让在多大程度上促进德国和英国的技术迸步，提出外国直接投资迅速增长的主要原因之一是为了使企业特有的知识资产得到充分利用，这意味着国际投资是技术扩散的主要渠道④。

E.Borensztein、J.Gregorio和 J－W.Lee在 R.Barro和Sala－I－Martin理论模型基础上使用69个发展中国家1970—1989年的小组数据，检验OECD的直接投资对发展中国家经济增长的影响，发现在东道国具有吸收先进技术能力的前提条件下，FDI作为技术转移的重要工具，可以为经济增长作出积极贡献，并且对经济增长的贡献率高于国内投资⑤。De Mello认为，一方面通过FDI可以引进先进技术和设备，以及管理方法和营销手段；另一方面也可以通过培训员工等增加东道国的资本存量，促进经济增长⑥。J.Shan、C.Tian和F.Sun在FDI与中国经济增长的因果关系分析中利用Toda和Yamanoto提出的格兰杰因果关系检验公式，测试了中国FDI与经济增长关系的实绩，中国的工业增长与利用外资存在双向因果关系 （Two－way Causality）；中国应一方而采取措施鼓励外资，另一方面也要继续改革，充分利用国内资源，继续保持经济增长。Thanh and Duong通过研究外商直接投资对越南经济增长的影响，他们发现，外商直接投资通过影响本土企业的出口倾向，进而通过出口带动来促进越南的经济增长；Alfaro和Charlton以OECD数据为研究样本，总结出不同质量的外商直接投资对经济增长产生的影响并不一致，而在衡量外资质量的方法上，他们主要选择了外资进入东道国的方式、外资来源国、外资投资的行业、东道国的产业政策等指标。

关于外商直接投资与中国经济增长的关系问题，国内许多学者也作了有益的探讨。李静萍利用协整与误差修正模型对经济全球化与中国经济增长的关系进行了分析，认为全球化 （包括外商投资）对中国经济增长具有积极的促进作用，但国内投资仍然是中国经济增长的主要推动力⑦。杜江、高建文通过因果关系检验指出，能够以96.6%的概率确信外国直接投资带动了中国经济发展，同时中国经济的发展又吸引了外国直接投资，两者之间具有双向因果关系⑧。萧政和沈艳利用中国和其他23个发展中国家总量时间序列资料进行分析，认为国内生产总值与外国直接投资之间存在着相互影响、相互促进的互动关系，并认为稳定可靠的组织机构和城市化的发展在吸引外资方面也有重要作用，它们是促进经济增长的重要因素⑨。张卫东研究了中部地区FDI与经济增长的关系，得出了FDI对中部地区经济增长具有显著影响，且这种影响程度受政策作用的结论⑩。毛英、闫敏的实证研究通过FDI对出口贸易等传导变量影响系数求得6个传导变量对GDP影响的弹性系数，最终得到FDI通过各传导变量对GDP的影响程度大小，证明了FDI主要是通过带动进口贸易来促进经济增长的⑪。

表1 1995—2014年湖北省GDP和FDI（单位：亿元人民币）

表2 FDI与GDP相关性分析结果

二、数据和实证分析

1.数据的回归分析

本文分析主要采用两个指标：国内生产总值 （GDP）和外商直接投资 （FDI）。实证分析中选取1995—2014年为数据样本区间，所有数据来自历年的 《中国统计年鉴》和 《湖北省统计年鉴》 （见表1）。为了减少偏差，考虑了各年人民币对美元的平均汇价，将当年的FDI数据折算成人民币为单位，各年人民币对美元的平均汇价数据来自《2014年中国金融年鉴》。

通过Eview7.0软件对GDP和FDI作相关性分析如表2所示。

从表2中可以看出FDI与GDP的相关系数为0.954776，说明两者有较强的相关性，即湖北省吸收和实际利用外商直接投资与湖北省国内生产总值之间具有正向高度相关关系。为确立FDI与GDP的相互作用与影响的具体形式，需进行线性回归分析，建立二者的回归方程。为了消除可能的异方差，故对FDI与GDP两个变量取自然对数，得出新的变量序列，分别记为LNFDI和LNGDP（见下表 3）。

利用下表3的数据，进行回归分析，得到如下回归方程：

R2表示样本决定系数，衡量的是在样本范围内用回归来预测被解释变量的好坏程度，表示总离差平方和中由回归方程可以解释的部分所占的比例，这一比例越大，回归方程可以解释的部分越多，模型越精确，回归的效果越显著。R2是一个介于0到1之间的数，越接近1说明回归拟合效果越好。一般地，如果R2的取值超过0.8，认为模型的拟合优度比较高。

AR2称为修正的样本决定系数，它综合了精度和变量数两个因素，兼顾了精确性和简洁性，AR2不随自变量的个数增加而增加，用来判别拟合优度比R2更有效。

F统计量是对回归式中的所有系数为零 （除截距项）的假设检验。如果F统计量超过了临界值，那么至少有一个系数可能不为零。

方程 （1）表明：LNGDP和LNFDI存在正相关关系，即外商直接投资每增长1%，就会带来国内生产总值0.917%的平均增长，且模型的拟合优度比较高。

2.单位根检验

采用ADF检验方法，对LNFDI序列、LNGDP序列、LNGDP的一阶差分序列分别进行单位根检验。先选含趋势项和常数项的检验，如果趋势项的t统计量不明显，再选只含常数项的；如果常数项的t统计量不明显，就选择常数项和趋势项均不包括的一项。滞后期的确定主要是根据 AIC （Akaike Information Criterion） 准则和 SC （Sehwarz Criterion）准则来确定。AIC准则是赤池信息准则，用来对方程中的滞后期数选择提供指导，它是在残差平方和的基础上进行的。在特定条件下，可以通过选择使AIC达到最小值的方式选择最优滞后分布的长度；AIC的值越小越好。SC准则是施瓦茨准则的简称，实际运用时也要求SC的值越小越好。

表3 1995—2014年湖北省GDP和FDI的对数值

从表4单位根检验结果中可以看出：LNFDI序列统计的ADF检验值为－10.09189，其值小于三个不同显著水平下的临界值。此时趋势项和常数项的t值都显著，因此拒绝非平稳和存在单位根的假设，得出LNFDI序列是平稳的序列。

表4 一阶差分序列单位根检验结果

LNGDP序列ADF统计的检验值为7.3170，其值大于三个不同显著水平下的临界值，因此不能拒绝非稳定和存在单位根的假设，得出LNGDP序列是不平稳的序列。

LNGDP的一阶差分序列ADF统计的检验值为－1.093712，其值大于三个不同显著水平下的临界值，因此不能拒绝非稳定和存在单位根的假设，得出LNGDP序列是不平稳的序列。

3.向量自回归模型 （VAR）实证分析

综上所述，经ADF检验可知，所给数据不满足格兰杰因果检验的条件，不能用格兰杰因果检验，下面用向量自回归模型 （VAR）对数据作进一步探讨。显示结果如下表5、表6；VAR系统，滞后三期；DLS估计，观测值1998－2014 （T=17）。

对数似然函数值=56.462572

在5%的显著性水平下，剔除不显著的系数，得到回归方程为：

方程 （2） （3）表明，LNFDI对LNGDP存在显著性影响，LNGDP对LNFDI没有显著性影响。

三、结论与政策建议

1.FDI对湖北经济增长具有明显的供给效应，保证FDI“增量”十分关键

研究结论表明，LNGDP滞后一期和LNFDI滞后二期对当期的LNGDP有显著影响，当其它因素在一定水平下固定时，LNFDI滞后二期增加1%，LNGDP平均增加0.494927%。由此可见，湖北外商直接投资拉动湖北经济增长，更多依靠的是它带来的长期的供给效应，即外商直接投资的资本、技术、人才、信息和市场等方面的整体资源整合及溢出效应，对湖北经济发展作用更加显著。因此，相关政府部门应该努力抓住发展机遇，进一步采取有力措施，保持外资长期持续增长，使其在湖北继续充分发挥对宏观经济增长的促进作用。

2.湖北经济增长对FDI流入的影响不是非常明显，要继续优化制度和政策环境

由于FDI流入和增长的因素除了长期的经济增长趋势外，还包括短期内宏观经济和政治环境、汇率波动、生产成本、市场波动等。湖北省外商直接投资受区位因素、开放政策的倾斜度、市场化的成熟度、人力资本和制度变迁等内生和外延要素影响比较大。湖北省高校林立，拥有许多熟练的劳动力和掌握先进实用技术的工程师，城市化工业化水平不断提高，基础设施好，交通便利以及许多外商直接投资区域集聚。LNFDI滞后一期对LNFDI当期有正向的影响，当LNFDI滞后一期增加1%，LNFDI当期平均增加0.793914%，说明湖北省引进外资力度逐年增加，也说明该省的对外开放程度也逐年增加。因此，政府只要努力维护宏观经济、金融环境的稳定，继续按照世界贸易组织等国际规则对涉及FDI的法律、法规进行规范化清理，就能更好地留住优质的FDI。

表5 GDP的VAR检验结果

表6 FDI的VAR检验结果

注释：

① 卢铁玲等： 《FDI技术溢出影响因素的区域差异——基于中国省际工业面板数据的因子分析》， 《贵州财经大学学报》2015年第3期。

②C.Chen,L.Chang and Y.Zhang,The Role of Foreign Direct Investment in China’s Post－1978 Economic Development,World Developments,1995,23(4),pp.691－703.

③U.Walz,Foreign Direct Investment and Growth,Economics,1997,64(253),pp.63－79.

④R.Barrell,N.Pain,Foreign Direct Investment,Technological Change and Economic Growth in Europe, The Economic Journal,1997,107(445),pp.1770－1776.

⑤ E.Borensztein,J.De Gregorio and J－W.Lee,How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth?Journal of International Economics,1998,45,pp.115-135.

⑥ Luiz De Mello,Foreign Direct Investment－Led Growth:Evidence from Time Series and Panel Data,Oxford Economic Papers,1999,51,pp.133-135.

⑦ 李静萍： 《经济全球化对中国经济增长的贡献分析》，《经济理论与经济管理》2001年第7期。

⑧ 杜江、高建文： 《外商直接投资与中国经济增长的因果关系分析》， 《世界经济文汇》2002年第1期。

⑨ 萧政、沈艳： 《外国直接投资与经济增长的关系和影响》， 《经济理论与经济管理》2002年第1期。

⑩ 张卫东： 《中部地区FDI与经济增长关系的分析》， 《华东经济管理》2005年第12期。

⑪ 毛英、闫敏： 《FDI对中国经济增长影响的实证研究》，《经济问题》2011年第8期。