外商直接投资对湖南省经济增长的影响研究

路江林，徐应超，罗仕玲

(湖南科技大学商学院，湖南 湘潭 411201)

外商直接投资对湖南省经济增长的影响研究

路江林，徐应超，罗仕玲

(湖南科技大学商学院，湖南 湘潭 411201)

利用1994—2013年湖南省年度统计数据，通过协整分析和格兰杰因果检验等方法实证研究了过去20年间外商直接投资对湖南省经济增长的影响.结果表明，外商直接投资和经济增长的关系是双向的，且滞后期数不同，外商直接投资与经济增长之间存在着不同的格兰杰因果关系.基于外商直接投资和经济增长的误差修正模型表明，短期波动偏离长期均衡时，将以(-0.051487)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态；从长期协整关系来看，湖南省每1%的外商直接投资增加额，将产生0.0886436%的经济增长.

外商直接投资；湖南；经济增长；协整分析；格兰杰因果检验

资本国际流动的一种重要形式就是外商直接投资(FDI)，它也是中国经济合作的一个重要组成部分.利用外资服务中国经济建设是改革开放的一项重大决定，改革开放近40年的实践证明外商直接投资在服务社会主义市场经济建设中发挥了重要作用，其在增加社会有效投资需求、拉动出口贸易发展、加快产业和贸易结构升级，以及创造就业机会等方面的作用愈加明显.发展中国家可以通过吸引外资来发挥后发优势，弥补资本不足的劣势，促进本国经济增长.在改革开放和中国市场经济体制的大背景下，湖南省于1983年开始利用外商直接投资，近年来湖南省的FDI增长较为迅速(见图1).湖南省1994年的外商直接投资额仅为3.25亿美元，而GDP高达191.42亿美元.伴随着改革的深入，利用外资规模日益扩大，质量也不断提高.2013年外商直接投资额达到了87.05亿美元，GDP涨至3958.27亿美元(数据来源：《湖南统计年鉴》).外商直接投资额的年均增长率为31.64%，而GDP的年均增长率为17.28%，这显示了湖南省外商直接投资增长率的超GDP增长，在一定程度上说明湖南省招商引资的力度在逐渐增强，招商引资的规模也在不断扩大.湖南省的经济增长在一定程度上得益于外商直接投资所带来的资本及其外溢效应.外商直接投资早已成为促进湖南省经济发展的重要推动力，在湖南省经济发展中占据了重要的地位.

关于外商直接投资与经济增长关系的研究结论差异较大.陈浪南等[1]认为FDI并不是对所有经济变量都有影响，何晓琦[2]发现FDI对我国经济增长并没有显著影响；而汪发元等[3]通过研究湖北省1990—2007年的年度经济数据发现FDI和经济增长之间是双向影响关系，禹佳[4]在分析中国1983—2005年的年度数据后认为FDI促进了我国的经济增长，并且二者互为因果；与此不同，桑秀国[5]研究发现FDI与经济增长是正相关关系，但是不能说明FDI促进了中国的经济增长，反而说明了中国经济增长导致了FDI流入量的增长.关于二者长期关系的研究尚不完善，而在湖南省“一带一部”的战略背景下，FDI的发展显得至关重要(注：一带一部是2013年11月，习近平总书记在湖南省考察时指出的，希望湖南省发挥作为东部沿海地区和中西部地区过渡带、长江开放经济带和沿海开放经济带结合部的区位优势).近几十年来，湖南省加大了对外开放力度，扩大了招商引资规模，这就使得FDI在湖南省得到了迅猛发展，对湖南省经济发展的贡献也越来越大.那么湖南省的外商直接投资与经济增长之间的数量关系如何，文章将对此进行研究，并据此提出相应的政策建议.

图1 1994—2013年湖南省FDI增长折线图

1 模型构建

1.1 模型

使用Stata13.1得出lnGDP和lnFDI的相关系数矩阵(见表1)，显示lnGDP和lnFDI的相关系数为0.9865，且在1%水平上显著不为零(p值为0.0000).

表1 lnFDI 与lnGDP的相关系数矩阵

注：***表示显著性水平小于或等于1%的相关系数.

利用变量lnFDI表示湖南省外商直接投资的对数时间序列数据，lnGDP表示湖南省经济增长的对数时间序列数据，相应的散点图和线性回归线(见图2).据此本文以反映湖南省经济增长的GDP对数值lnGDP作为被解释变量，以湖南省实际利用的外商直接投资FDI的对数值lnFDI作为解释变量，构建回归模型进行检验，模型为：lnGDPt=α0+β1lnFDIt+μt(1).α0、β1、μt分别为待估参数和随机扰动项.

图2 lnGDP与lnFDI的散点图和线性回归线

1.2 数据说明

根据《湖南统计年鉴》收集了湖南省1994—2013年的年度GDP和FDI数据，鉴于取对数不会改变原始数据的关系及性质，并且容易消除异方差问题，本文将GDP和FDI数据对数化，然后根据各年美元对人民币汇率中间价将数据全部转化为以亿美元计价的数据.

2 结果分析

2.1 简单OLS回归结果

用stata13.1直接使用OLS估计此长期均衡关系(即EG-ADF两步法)，得到回归结果(协整方程)如下：

lnGDPt=4.045939+0.923568lnFDIt

(37.39) (25.57)R2=0.9732F=653.96P=0.0000

其中，方程式下面的括号内的数字表示各回归系数的t检验值.T=37.39和t=25.57都大于t的临界值2.101，说明二者间的相关性显著；0.9732的可决系数，说明lnGDP和lnFDI之间的拟合优度很高，方程显著性检验F=653.96大于8.28的临界值，说明回归方程与样本观测值很吻合.

2.2 平稳性检验

若变量为非平稳时间序列，则根据t统计量和准则来判断变量间的关系，可能存在伪回归问题.本文利用ADF检验(AugmentDickey-Fullertest)对湖南省经济增长和外商直接投资数据进行平稳性检验.若非平稳的时间序列lnFDI的一阶差分ΔlnFDI是平稳的，则lnFDI是具有一个单位根的I(1)过程，同理可以定义lnGDP的一阶单整过程.根据数据特点，选择具有时间趋势的ADF检验模型如下：

此检验的原假设和备择假设分别为：

H0:β=0H1:β≠0

由表2可知，原有的时间序列均为非平稳，但经一阶差分都成为平稳序列.据此，这些变量都是一阶单整(integratedof1)序列，记为I(1)，并且满足协整检验的必要条件.

表2 单位根检验(ADF方法)

注：检验形式(C、T、K)中C为含常数项；T为含趋势项(T=0)为不含趋势项；K为滞后阶数；Δ为一阶差分算子，***、**、*分别代表在10%、5%、1%水平上拒绝原假设.

2.3 协整检验

GDP与FDI的对数时间序列曲线如图3所示，从图中大致可以看出，lnGDP与lnFDI的升降性有一定的趋势成分也即具有一定的联动性.

图3 lnGDP与lnFDI的时间趋势图

用Stata13.1进行不包含常数项和趋势项的协整秩迹检验(tracestatistic)结果(见表3)表明，只有一个线性无关的协整向量(表3中打星号者).而用Stata13.1进行的最大特征值检验(maxstatistic)(见表4)也表明，可以在5%的水平上拒绝协整秩为0的原假设，但无法拒绝协整秩为1的原假设.

表3 协整秩迹检验(trace statistic)

表4 最大特征值检验(max statistic)

其次，用Stata13.1检验该系统所对应的VAR表示法的滞后阶数，结果见表5，显示应选择滞后3阶.

表5 VAR表示法的滞后阶数检验

估计回归方程(1)得到残差表达式：

对残差序列进行单位根检验(不含截距项和趋势项)，其结果见表6.

表6 残差序列单位根检验(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得到结果如下：

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

在上面的误差修正模型中，差分项反映了短期波动的影响.GDP的短期变动可分为两个部分：其一，短期FDI波动的影响；其二，偏离长期均衡的影响.误差修正项的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度.根据以上GDP的误差修正模型的系数估计值(-0.051487)来看，短期波动偏离长期均衡时，将以(-0.051487)的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态.此外，协整关系对GDP的增长产生了正向修正，FDI的短期变化对GDP有反向影响(弹性系数为-0.0456078).湖南省经济增长的外商直接投资弹性为0.0886436，符合经济理论的预期.从长期协整关系来看，湖南省外商直接投资每增加1%，湖南省的GDP就增加0.0886436%.

2.4 格兰杰因果检验

由上面的回归结果可知lnGDP和lnFDI之间存在着极高的依赖关系，但是lnGDP和lnFDI的这种强的依赖关系的存在并不能够证明二者之间的因果关系或是影响方向.所以用Granger检验方法进行检验，假定有关lnGDP或lnFDI变量的预测信息全部包括在这两变量的时间序列之中.该检验要估计如下时间序列回归模型：

其中滞后项p根据AIC和IC确定.检验原假设：H0:β1=β2=…=βp=0

原假设也就是说lnFDI的过去值对预测lnGDP的未来没有帮助.如果拒绝原假设则称lnFDI是lnGDP的格兰杰因.将以上回归模型中的lnGDP和lnFDI的位置互换，就可以检验lnGDP是否为lnFDI的格兰杰因.将(lnGDP，lnFDI)构成一个二元VAR系统，然后在VAR的框架下使用Stata13.1的命令vargranger进行格兰杰因果检验，结果见表7.

表7 格兰杰因果因果关系检验

注：(1)表中的概率值为原假设成立时的概率.(2)判断标准是在确定10%的显著性水平下,当概率值大于10%时就接受原假设,反之拒绝原假设.

结果显示：在表7的检验过程中，滞后期数分别为1、2、3来考察GDP和FDI的对数之间的关系.在10%显著水平下，当滞后期数为1和3时，均不能拒绝GDP和FDI间互不为格兰杰原因.在滞后阶数为2时，GDP是FDI的格兰杰因，而FDI不是GDP的格兰杰因，说明二者间不是一种双向的格兰杰因果关系，此时是GDP影响FDI，即先是湖南省的经济增长吸引具有趋利性本质的外国资本，其后才是外商直接投资对湖南省的经济发展做出贡献.因此，虽然回归分析显示双方都存在显著的影响关系，但是Granger因果检验却没有充分的证据表明二者之间存在双向的影响，尤其是滞后1、3期，二者互不为因果关系.这可能是因为GDP和FDI序列比较短，随着序列期数的增加，则上面的回归结果可能会趋于稳定.

3 结论与政策建议

本文应用1994—2013年20年间湖南省引进的外商直接投资的数据以及湖南省经济增长的年度对数序列做了回归模型、协整检验以及格兰杰因果关系检验.结果表明，外商直接投资对湖南省经济增长具有显著贡献，滞后期数不同，FDI和GDP间存在不同Granger因果关系，并且FDI增长的波动对GDP增长的波动影响较大.总体而言，二者的变动趋势一致，但是变动的幅度以及节拍存在一定的差异.外商直接投资是湖南省经济增长的重要来源，湖南省的经济增长在一定程度上又可以促进湖南省的外商直接投资.鉴于此，湖南省应牢牢抓住国家中部崛起、“一带一部”和全球产业调整的重大战略机遇，优化外商直接投资环境，充分发挥政府在FDI方面的重要作用，制定优惠的投资政策，加大招商引资力度，从而增加湖南省FDI资本规模，有效地促进湖南省经济发展方式转变和产业结构的优化升级，助力湖南经济和社会建设.

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

[2] 何晓琦.1981-2000年外商直接投资与出口对福建经济增长影响的实证分析[J].数理经济与管理,2005,(4):94-99.

[3] 汪发元,常春华.外商直接投资对湖北经济增长影响的实证分析[J].武汉大学学报:哲学社会科学版,2010,(1):151-155.

[4] 禹佳.FDI与中国经济增长的协整分析[J].西安石油大学学报:社会科学版,2007,(4):32-36.

[5] 桑秀国.利用外资与经济增长——一个基于新经济增长理论的模型及对中国数据的验证[J].管理世界,2002,(9):53-63.

(责任编校：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

湖南省研究生科研创新项目“环境规制对绿色经济效率的影响研究”(批准号：CX2016B506)；湖南省研究生科研创新项目“创新发展指数构建与区域创新水平测度研究”(批准号：CX2015B474).

路江林(1990— )，男，湖北襄阳人，湖南科技大学商学院硕士生.研究方向：产业经济与环境经济；徐应超(1989— )，男，安徽六安人，湖南科技大学商学院硕士生.研究方向：经济统计与计量分析；罗仕玲(1992— )，女，湖南邵阳人，湖南科技大学商学院硕士生.研究方向：会计学.

F752.8

A

1008-4681(2017)02-0105-04