外商直接投资与经济增长的关系研究

陈辉民，徐运保

(湖南工程学院 经济管理学院,湖南 湘潭 411104）

湖南省东邻江西，南接广东和广西，西连贵州和重庆，北交湖北，位于长江中游。全省土地面积21.18万平方公里,占全国国土面积的2.2%,在全国各省市区面积中居第11位。随着改革开放的稳步推进，湖南的经济也在稳步增长，吸引着越来越多的外资进入。如1983年的湖南GDP为257.43亿元人民币，外商直接投资为26万美元；1983年的湖南GDP为12930.69亿元人民币和外商直接投资为45.98亿美元。这是否意味着是湖南经济的增长带来外商直接投资的增加？抑或外商直接投资的增加促进经济湖南经济的增长呢？本文就是基于此，对湖南GDP与外商直接投资的关系而展开研究。

1 湖南省利用外商直接投资与经济增长的计量分析

1.1 变量选择及数据处理说明

依据研究的需要，这里选择湖南省生产总值（HNGDP）和湖南省外商直接投资(HNFDI)作为名义变量，实际变量分别用R_GDP和R_FDI来代替。数据来源1983～2009年湖南省统计年鉴、2009年湖南国民经济和社会发展统计公报、1983～2009年中国统计年鉴及2009年中国国民经济和社会发展统计公报。外商直接投资在统计上是用美元表示的，为研究的需要，这里采取1983～2009年的人民币对美元中间汇率（ER）转换为人民币表示，又因为外商直接投资与湖南省总产出是用名义值计量的，通过利用商品零售价格指数(PI)，全部转换为以1983年为基期的实际值。相应的转换使用公式为

计算后的数据如表1。选择1983年为基期，是因为考虑到湖南是从1983年开始利用外资的。所有的数据，均保留小数点后两位。

1.2 相关性分析

对R_HNGDP和R_HNFDI数据取对数，消除数据之间的异方差性，使数据变得更为平滑。对数化后的实际收人和实际消费取对数后分别记为Ln(R_HNFDIt)和Ln(R_HNGDPt)。使用EVIEWS6.0（后续处理都是用EVIEWS6.0软件进行）做出对数化后的湖南省实际生产总值与实际外商直接投资相关关系散点图，如图1、图2、图3。

表1 湖南省实际生产总值与实际外商直接投资时间序列 （单位：百万人民币）

图1 Ln(R _HNFDIt)和Ln(R _HNGDPt)时序图

图2 Ln(R _HNFDIt)和Ln(R _HNGDPt)关系图

图3 Ln(R _HNGDPt)和Ln(R _HNFDIt)关系图

从图1中可以发现对数化后的湖南省实际总产出与实际的外商直接投资具有明显的时间趋势；从图2和图3中可以知道对数化后的湖南省实际总产出与实际的外商直接投资存在一定的相关关系，这为后续研究提供非常强的数据支持。

1.3 变量平稳性分析

从图1，可知Ln(R_HNFDIt)和Ln(R_HNGDPt)具有时间趋势，所以利用ADF检验法对式子（1）、（2）、（3）进行检验，检验结果见表4。

Δ是差分符号；α是常数项；t是时间变量；δ是自相关系数，等于0，即存在一单位根。X代表Ln(R_HNFDI)、Ln(R_HNGDP)变量。

表2 变量单位根的ADF检验结果

从表2检验结果分析，Ln(R_HNFDI)的ADF检验值大于显著性水平为1%、5%、小于10%的临界值，且D.W=1.24882，所以是不平稳的;△Ln(R_HNFDI)的ADF检验值小于显著性水平为1%、5%、10%的临界值，且D.W=2.166514，所以是一阶单整I(1);Ln(R_HNGDP)的ADF检验值大于显著性水平为1%、5%、10%的临界值，且D.W=1.937433，是非稳定的；△Ln(R_HNGDP)的ADF检验值小于显著性水平为1%、5%、10%的临界值，且D.W=2.014797，是一阶单整I(1)。

1.4 协整的检验

△Ln(R_HNFDI)和△Ln(R_HNGDP)都是一阶单整I(1)，满足协整检验的前提条件。为对两者长期关系进行进一步的检验，这里采取Engle-Granger检验法进行检验。

首先建立Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)之间的线性回归方程（4）和（5）。

t值 (-1.731)(2.389) （5.561） （-1.576）

R2=0.933调整的R2=0.924 F=97.711 D.W=1.914

Ln(R_HNGDP)=544.342+0.012*Ln(R_HNFDI)+1.408*(103942.4)(0.016) （0.255）

R2=0.995调整的R2=0.995 F=1543.936 D.W=1.999774

从回归方程(6)可知，经济每增长1%,将吸引FDI增加2.266%，经济增长对外商直接投资的影响非常显著；从回归方程(7)可知，每吸收的FDI增加1%,对经济增长的贡献率为0.012%，外商直接投资增加对经济增长影响作用很小。

其次，设式子（6）、（7）的残差分别为resid1和resid2,并对其进行进行单位根检验，检验结果如表3。

表3表明:残差resid1和resid2的ADF检验值小于显著性水平为1%、5%、小于10%的临界值，且D.W值在2的附近，所以其为平稳的时间序列。也就是表明Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)在长期存在双向稳定关系。

总体上来看，1983～2009年湖南省的FDI每增长l%,推动经济增长为0.012%，外商直接投资增加对经济增长影响作用较小；经济每增长1%,将吸引FDI平均增长2.266%，经济增长对外商直接投资的作用显著。

湖南省生产总产出（GDP）与外商直接存在双向的相互促进的关系。

1.5 Granger因果检验

上面的分析表明Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)在长期存在协整关系。但是,这种长期均衡关系是外商直接投资引起湖南省生产总产出的结果,还是湖南省生产总产出引起外商直接投资的结果?为揭示外商直接投资与湖南省经济增长的关系，这里使用Granger因果检验方及选取滞后期为1,滞后期为2和滞后期为3,对外商直接投资和湖南省生产总产出进行检验,结果如表4。检验的计量经济模型如下式子（8）和（9）:

应用表1的数据，使用EVIEWS6.0，进行OLS分析得出如下（6）和（7）估计函数。

表3 残差的单位根检验结果

从表4可知,在滞期为1时,Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.6526,大于0.05,接受原假设,可以认为Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)成 因;而 对于Ln(R_HNGDP)不 是 Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假设,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.1806,大于0.05,不能够拒绝原假设,Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。在滞后期为2时，同理，可以得到与滞后期为1的同样结论。在滞后期为3时，Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.0039,小于0.05,拒绝原假设,可以认为Ln(R_HNFDI)是Ln(R_HNGDP)Granger成因;而对于Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假设,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.9993,大于0.05,不能够拒绝原假设,Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。同理，在滞后期为4时，可得与滞后期为3时的同样结论。在滞后期为5时，Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.0047,小于0.05,拒绝原假设,可以认 为Ln(R_HNFDI)是 Ln(R_HNGDP)成 因;而 对 于 Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假设,拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.0002,小于0.05,拒绝原假设,Ln(R_HNGDP)是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。综上分析知，Ln(R_HNFDI)与Ln(R_HNGDP)不存在稳定的双向的Granger因果关系，但从滞后期3开始，基本上可认为Ln(R_HNFDI)是 Ln(R_HNGDP)Granger成因，这与公式（6）与（7）所显示的经济原理一致。

表4 Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)格兰杰因果关系检验结果

2 结论及建议

通过对Ln(R_HNFDI)与Ln(R_HNGDP)进行回归模型分析和格兰杰因果检验，实证结果表明,外商直接投资对湖南经济的作用是正向影响的，影响作用不大；湖南经济的增长促进吸收外商直接投资数量的增长，两者之间是一种双向互动的关系。滞后期不同，外商直接投资与湖南经济增长之间却存在不同的Granger因果关系。特别是在滞后期为5时，湖南省吸收的外商直接投资与经济增长之间存在双向因果关系。为协调好经济增长与外商直接投资之间的关系，政府应该注意二点：一是外商直接投资对经济增长的作用是滞后的，所以应根据本省的经济实际，稳步进行，避免急于求成。二是协调好外商直接投资与国内企业投资的关系，营造一个公平、互动的投资环境，充分发挥内外资对经济的促进作用。

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