FDI对经济增长的促进作用研究

摘要:从对中国东中西部的时间序列数据计量结果看，三个地区的本期FDI对经济增长均有显著影响;三个地区的本期GDP对FDI均有着显著影响。从对上海和河北两省市时间序列数据的计量结果看，上海的FDI对经济增长有显著促进作用，河北的情况不显著;上海的经济增长对FDI有显著促进作用，河北的情况也不明朗。对东中西部时间序列数据进行格兰杰因果关系检验的结果表明，在东部地区和中部地区，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;在西部地区，FDI与GDP还不能构成这种因果关系。

关键词:外商直接投资 区域经济增长 时间序列数据分析 格兰杰因果关系检验

一、引言

1999年，三个地区所占比例分别为56.80%、自20世纪70年代末改革开放以来，中国的28.88%和14.32%(如表1所示)。东部、中部和西部三大区域之间差距明显拉大。外商直接投资也呈现明显的“东高西低”的态据统计，1978年东部11个省市、中部8省和西部势。如前所述，截至199于年底，在全国累计批准12省市区的国内生产总值所占比重大约分别为设立的外资企业数和实际使用的外资金额中，东5:3:2;从1990年到1995年东部地区GDP占全部地区占82.1%和87.8%，中部地区占12.9%国的比例增长了近5个百分点，而中部地区和西和8.9%，西部地区占5%和3.2%(90年代东中部地区则分别下降了1.2和2.7个百分点，到西部FDI占全国FDI的比重见表2)。 中国不同的地区，外商直接投资与经济增长之间的关系是否完全相同?是否都存在格兰杰意义上的因果关系?我们曾分析过FDI与中国整体经济的关系问题，现在运用同样的理论模型分析外商直接投资与不同地区经济增长之间的关系。为了节省篇幅，我们对已有研究、理论模型和计量方法部分不再重复。

二、中国东中西部地区时间序列数据计最分析

(一)计量模型与基础数据根据需要，我们主要利用以下两个计量方程:

方程(1)估计FDI对GDP的影响，方程(2)估计GDP对FDI的影响。InGDP:为本期国内生产总值的对数值，InGDP、.、为上期国内生产总值的对数值，InFDIt为本期外商直接投资(折算为人民币)的对数值，FDIt一1为上期FDI(人民币元)的对数值。a。，p。为常数项，u:，v，为随机干扰项，a、，aZ，a。和p，，日2，p，分别为各解释变量的系数，InGDP:，InFDI，为被解释变量。从总需求的角度考虑，因为FDI是GDP的组成部分，所以本期GDP受本期FDI、上期GDP和上期FDI的影响。外商投资决策一般基于长期的考虑，所以本期FDI受上期GDP、本期GDP和上期FDI的影响。我们对三个区域的时间序列数据进行回归分析，然后通过比较发现规律。在数据的选取方面，我们选择90年代的数据，因为西部地区在整个80年代吸收外商直接投资总共不到7亿美元。难以进行横向比较，为了简便又不失模型的解释力和一般性，我们统一采用1990一1999年的数据(见表3)用于横向区域间比较。

(二)计量结果及分析从表4可以看出:1.FDI对GDP影响的计量结果及分析(1)东部地区。在计量东部地区数据的方程我们利用方程(1)对中国东、中、西部地区1中，InFDI。，InGDP:一，均与InGDP，具有显著的FDI是否促进经济增长进行计量检验，结果见表4:线性关系，而InFDIL一:与InGDP、不存在显著的线 性相关关系。剔除不显著的变量，我们得到方程134和0.078，说明FDI对经济增长的促进作用2。方程2的拟合度RZ和调整后的RZ均为依次为东部地区最高，中部地区次之，西部地区最0.998，拟合度良好;D.W值为1.790，说明方程低，这与我们的观察是一致的。由于东部地区各不存在自相关;F值为1785.522，大大超过临界方面的条件好，外商直接投资对当地经济的促进值，说明方程的整体显著，各位系数均在a=0.01作用当然要比其他地区大。的水平上通过显著性检验。(3)三个地区6个方程中上一期GDP的系数(2)中部地区。在计量中部地区数据的方程均在0.6以上，说明三个地区经济增长都受上一3中，InFDI。，InGDPt一、均与InGDP、具有显著的期GDP的影响比较大，可以解释为经济增长具有线性关系，而InFDI:一、与InGDP:不存在显著的线一定的惯性。性相关关系。剔除不显著的变量，我们得到方程(4)所有方程中FDI:一:的系数均未在a=4。方程4的拟合度RZ和调整后的RZ分别为0.10的水平上通过显著性检验，所以，比较而言上0.997和0.996，拟合度良好;D.W值为1.407，说一期的FDI对三个地区经济增长的影响不如本明方程不存在自相关;F值为899.244，大大超过期的显著，可能是因为项目建设需要一定的时间临界值，说明方程的整体显著。各位系数均在a才能发挥效益。

二0.01的水平上通过显著性检验。2.GDP对FDI影响计量结果及分析(3)西部地区。计量西部地区数据的方程5我们利用方程(2)对中国东部、中部和西部地和方程6的估计结果，与东部和中部的相似，不再区经济增长是否促进外商直接投资进行计量检赘述。验，结果见表5:从以上计量结果，我们可以得出如下结论:从表5可以看出:(l)三个地区的本期FDI对经济增长均有着(1)东部地区。在计量东部地区数据的方程显著影响。在三个地区的6个方程的估计中，1中，只有InGDP.与InFDI。具有显著的线性关FDI的系数均在0.06以上，并且在a=0.01水平系，而InFDI。一，与InFDI:不存在显著的线性相关上显著。由于我们是取自然对数值进行的弹性分关系。剔除不显著的变量，我们得到方程2。方析，因此，这意味着在三个地区FDI的对经济增程2的拟合度R，为0.982，拟合度良好;D.W值长的影响还是比较明显的。为1.871，说明方程不存在自相关;F值为165.282，(2)三个地区FDI的系数分别为0.209，0.大大超过临界值，说明方程的整体显著。lrlGI〕P.和 InGDP

一、系数在a=0.01的水平上通过显著性检验，但InGDP，一:的系数为负数。(2)中部地区。在计量东部地区数据的方程1中，InGDPt和InGDPt一，与InFDI，具有显著的线性关系，而InFDIt一t与InFDI.不存在显著的线性相关关系。剔除不显著的变量，我们得到方程4。方程4的拟合度RZ为0.959，拟合度良好;D.W值为1.647，说明方程不存在自相关;F值为69.%9，大大超过临界值，说明方程的整体显著。InGDP、和InGDP:一:系数在a=0.01的水平上通过显著性检验，但是，与东部地区情况相似，InGDP，一:的系数也为负数。(3)西部地区。西部地区的计量结果与上述情况大同小异。以上计量结果表明:(1)三个地区的本期GDP对FDI均有着显著影响。在三个地区的6个方程的估计中，GDP的系数均在4.48以上，并且在a二0.01水平上显著(西部地区第一次估计为a=0.05)。这意味着在三个地区经济增长对外商直接投资具有很大的影响。(2)三个地区GDP的系数分别为西部最大(9.420)，中部次之(6.604)，东部最小(4.480)，说明与FDI对GDP的促进作用相反，经济增长对外商直接投资的促进作用依次为西部地区最高，中部地区次之，东部地区最低。一种可能的解释是，由于西部地区处于未开发阶段，同样的经济增，分别表示在a=0.01，0.05，0.10的水平上显著。长对外商来说意味着更大的潜力和发展机会，也就意味着更加有利可图。(3)三个地区6个方程中上一期GDP的系数均为负数，说明三个地区上一期GDP对FDI的影响不明朗。所有方程中FDlt一，的系数均未在a=0.10的水平上通过显著性检验，所以，上一期的FDI对三个地区本期FDI的影响也不显著。(三)东部、中部和西部三个地区FDI与GDP因果关系检验及分析为了验证全国外商直接投资与经济增长存在的Granger意义上的因果关系是否适合于中国的三大区域，我们利用三个区域的有关数据，对三个区域外商直接投资与经济增长的关系进行格兰杰因果性检验。1.FDI是不是经济增长的原因把有关数据带人方程由SPSS软件包运算，结果整理如下:(1)东部地区:△InGDPt=一0.027+0.799△InGDPL一t+0.194△InFDI、+0.003么InFDI:一飞+u:(3):(一0.6517)(3.423)(3.922)(0.042)519.:(0.551)(0.027)(0.017)(0.969)RZ=0.929，调整后RZ=0.876，F=17.531(519.:0.0090)方程给出的结果显示，东部地区F=17.53飞，在给定a=0.01的显著水平上，方程(3)的检验结果是显著的，即以99环的置信度拒绝H。假设，可以推定东部地区的FDI在Granger意义上构成经济增长的原因。(2)中部地区:△InGDPt=一0.005+().712△InGDP一;+0.093△InFI)I，+0.032△InFDI，一、+u;(4)在给定a二0.05的显著水平上，方程(6)的检验结果是显著的，即以95%的置信度拒绝H‘，假设，可以推定东部地区的GDP在Granger意义上构成外商直接投资增长的原因。(2)中部地区:△孟nGDIt“一0.219+6.695△InGDP一5.875△InFDP一U忍一0.01△InFDI。一;+t:(0.105)(3.314)(2.559)(0.828)519.:(0.922)(0.03())(0，063)(0.454)RZ=0.863，调整后RZ=0.760，F“8.382(519.:0.034)方程给出的结果显示，中部地区F=8.382，在给定a=0.05的显著水平上，方程(4)的检验结果是显著的，即以95%的置信度拒绝H。假设，可以推定中部地区的FDI在Granger意义上构成经济增长的原因。(3)西部地区:△InGDPt=一0.026+0.671△InGDPt一，+(0.621)(2.559)(一2.998)(一0.(7)029)0.049△InFDIt+0.011△InFDIt一、519.:R之=0(519.:519.:(0.568)(0.063)(0.040)(0.978)RZ=0.762，调整后RZ=583，F“4，260(519.:0.098)方程给出的结果显示，中部地区F二4.260，在给定a二0.1的显著水平上，方程(7)的检验结果是显著的，即以90%的置信度拒绝H。假设，可以推定中部地区的GDP在Granger意义上构成FDI增长的原因。(3)西部地区:△InFDIt=一0.129+5.813△InGDP:+一3.0()6△InFDP，一，+0.128△InFDI，一1+u、(8)t:(0，167)(1.264)(0.532)(0.261)519.:(0.875)(0.275)(0.623)(0.807):5:50巧.|勺自OCUt(0.377)(0.726)(1.600)(1.264)(0(0.185)(0.275)(0.666，调整后RZ=0.416，F=2.6590.184)方程给出的结果显示，西部地区F二2.659，在给定a二0.15的水平上，方程(5)的检验结果仍不显著，并且所有的t检验值都在a二0.巧的水平上不显著，难以拒绝H。假设，所以FDI在Granger意义上不构成经济增长的原因。2.GDP是不是FDI增长的原因(1)东部地区:△InGDIt=一0.192+4.086△InGDPt一3.671△InFDPL一t+0.17△InFDI:一，+(6):O0且了、犷、519·:RZ=0.(519.:087)341)(3(0(一3.446)(0.026)556)608)‘‘:U，1nU‘、厂、876，调整后0.028)，922).017)RZ=0.783，F=9，438方程给出的结果显示，东部地区F=9.438RZ=0.376，调整后RZ=0.093，F=0.802(519.:0.554)方程给出的结果显示，西部地区F=0.802，在给定a二0.55的水平上，方程(8)的检验结果仍不显著，并且所有的t检验值都在a二0.25的水平上不显著，难以拒绝H。假设，所以GDP在Granger意义上不构成FDI增长的原因。3.简要分析比较以上东中西部地区的FDI与GDP因果关系检验结果可以发现:第一，在东部地区和中部地区，FDI是经济增长的原因;经济增长也是外商直接投资增长的原因;FDI与GDP在Granger意义上互为因果。在西部地区，FDI还不能构成GDP增长的原因，可能是由于FDI的数量太小;GDP也不能构成当地FDI增长的原因，可能的原因是西部地区吸收外商直接投资的软硬环境还不足以对外商构成吸引力，西部地区的经济增长的作用被不太理想的关系，我们选取上海市和河北省作为样本，计量检投资环境抵消了。

验FDI与GDP在不同省份的关系情况。之所以第二，东部地区与中部地区比较，本期GDP选取上海与河北，是考虑到这两个省市虽同处东对外商直接投资增长的促进作用更加明显，这可部地区，又都是沿海省市，但无论在经济发展程以从各项系数的比较以及各项显著性检验的指标度，还是在科技教育发展水平方面，都存在很大差中观察到，但是，上期GDP和FDI对外商直接投异。在吸收外商直接投资方面，这两个地区也相资的作用不明显。差很远。上海代表中国最先进的地区，河北则代三、上海市和河北省时间序列数据计量分析表中国的中等水平省份。为了进一步分析外商直接投资与经济增长的 利用上述方法(计量方程同(1)和(2))，我们首先对两省市FDI与GDP的关系进行回归分析，结果如下:

(一)上海、河北FDI对GDP的影响计量结果及分析由表7结果可以发现，上海市的本期FDI和上一期FDI均与GDP存在显著的正相关关系。各种显著性检验都顺利通过;拟合优度高达0.999;不存在一阶自相关。与此相反，河北的情况不明朗。在方程1中，虽然拟合优度、整体性显著和D.W值都不错，但两个FDI的系数均未能在a二0.10的水平上通过显著性检验，只有在剔除本期FDI后，滞后一期的FDI才通过了显著性检验。

(二)上海、河北GDP对FDI的影响计量结果及分析就GDP对FDI的影响(见表8)而言，上海的经济增长对FDI的流人具有明显影响。剔除不显 著的InFDIt一，后，方程2的拟合优度为0.908，调海的经济增长对外商直接投资有显著促进作用，整后为0.877;F值=29，503，在。二0.01的水平河北的情况也不明朗。上显著;D.W值为2.601，不存在一阶自相关。

(三)上海和河北FDI与经济增长因果关系河北的情况仍不明朗。三个解释变量的系数检验及分析在。=0.25水平上还不显著。剔除一个最不显著如上所述，适用于全国的外商直接投资与经的变量InGDP。后，方程2中的InGDP。一，既不显济增长的因果关系结论，并不适用于中国的西部著，系数又为负数，说明河北GDP当期和上一期地区。那么，对同为中国东部地区的上海市和河都对FDI没有影响。北省来说，情况又如何呢?我们利用同样的方法综上所述，通过利用前述方法对两省市的时和前面有关上海和河北的时间序列数据，对上海间序列进行计量，结果是上海的外商直接投资对和河北外商直接投资与经济增长的因果关系进行经济增长有显著促进作用，河北的情况不显著;上验证，以求得到一些有用的启示。我们把有关数据进行整理，先计算两省市的GDP和FDI对数值的差分，再计算GDP和FDI对数值的滞后一期数值。由上海市的结果(见表9)可知，两个模型调整后的RZ分别为0.945和0.717;D..W值分别为2.058和1.960;除常数项外，所有系数都在给定a二0.05左右水平上显著;F值分别为41.078和6.915，都在给定a=0.05的水平上通过显著性检验，说明两模型整体性显著，以95%以上的置信度拒绝H。=O的假设。FDI的增长与GDP的增长互为因果。即90年代，外商直接投资流人促进了上海的经济增长，上海经济的高速增长吸引来了更多的FDI。由河北省的结果(见表10)可以看出，虽然两个模型的拟合度、整体性显示及D.W值都还可以，但几个关键性解释变量(模型1中的△InFDIt，△InFDI。一，和模型2中的△InGDP:△InGDP、一:)的系数在给定a二0.15水平上不显著，说明两个模型都未通过显著性检验，不能推定FDI与GDP之间存在着因果关系。

四、小结

(一)从对中国东部、中部和西部三个地区1990一1999年的时间序列数据计量结果看，三个地区的本期外商直接投资对经济增长均有显著影响;FDI对经济增长的促进作用依次为东部地区最高，中部地区次之，西部地区最低;三个地区经济增长都受上一期GDP的影响比较大;比较而言，上一期的FDI对三个地区经济增长的影响不如本期的显著。

(二)三个地区的本期GDP对FDI均有着显著影响。三个地区GDP的系数分别为西部最大，中部次之，东部最小，说明与FDI对GDP的促进作用相反，经济增长对外商直接投资的促进作用依次为西部地区最高，中部地区次之，东部地区最低.

(三)从对上海和河北两省市2990一2999年时间序列数据的计量结果看，上海的外商直接投资对经济增长有显著促进作用，河北的情况不显著;上海的经济增长对外商直接投资有显著促进作用，河北的情况也不明朗。

(四)对东部、中部和西部三个地区1990一1999年时间序列数据进行格兰杰因果关系检验的结果表明，在东部地区和中部地区，F’I)l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;在西部地区，FDI与GDP还不能构成这种因果关系。

(五)对上海和河北同一时期的FDI及GDP时间序列数据进行的格兰杰因果性检验结果表明，在上海，FDI与GDP互为因果的关系很显著，但河北却不明显。所以，对全国适用的FDI与GDP互为因果的结论，不但不适用于东中西每个地区，也不适用于同一发达区域内的各省份。