FDI的區(qū)域特征及其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)講課講稿

1、Good is good, but better carries it.精益求精，善益求善。FDI的區(qū)域特征及其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)-FDI的區(qū)域特征及其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)作者：張卓，西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院2005級金融學(xué)碩士研究生，電話e-mail:zzsw_。在論文成文期間，安立仁教授和徐璋勇教授給予了有益的指導(dǎo)，特此感謝。西北大學(xué)05級金融學(xué)碩士張卓摘要：中國加入WTO以后，外國直接投資（ForeignDirectInvestment，F(xiàn)DI）以更快的速度和更加多元化的形式涌入國內(nèi)，對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮重要的推動作用。然而，外商在華直接投資在中國的東、中、西部分布極不平衡，對各區(qū)域經(jīng)

2、濟(jì)增長起到的作用也有很大差異。本文使用FDI參與度等指標(biāo)闡述我國外商直接投資的區(qū)域特征，并使用19882004年各省時間序列數(shù)據(jù)應(yīng)用通過協(xié)整檢驗后的誤差修正模型對FDI對各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)進(jìn)行實證研究。關(guān)鍵詞：外商直接投資區(qū)域特征經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)一、引言20世紀(jì)60年代以后，國際直接投資發(fā)展迅速，資本的存量和流量急劇的擴(kuò)大，成為世界經(jīng)濟(jì)中的主導(dǎo)力量。20世紀(jì)的最后10年，對外直接投資及其載體跨國公司已經(jīng)成為促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展（尤其是發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展）的“發(fā)動機(jī)”。19911995年，世界年均FDI增長率為20%，19962000年年均增長率為40.1%。自1978年我國實行改革開放以來，F(xiàn)DI迅

3、速增長。1985年，中國實際利用FDI為16.58億美元，1992年突破100億美元，1996年又突破400億美元，之后雖然有所波動，但一直維持在400億美元以上。加入WTO以后，中國利用外資持續(xù)增長，2002年首次突破500億美元大關(guān)，成為世界上吸收FDI最多的國家。2004年中國更吸引了約606.30億美元的FDI實際流入量（見圖1）。外商直接投資已經(jīng)成為促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要推動力量。圖1：中國利用FDI規(guī)模的變化資料來源：根據(jù)國家統(tǒng)計局編各年中國統(tǒng)計年鑒繪制。然而，數(shù)量的激增并不能掩蓋我國FDI的結(jié)構(gòu)問題，大量涌入我國的FDI呈現(xiàn)出極度不平衡分布的特點（見圖2）。從份額上看，90年

4、代以來87%左右的FDI都集聚在東部地區(qū)，中部占9%左右，西部僅占4%左右1該比例由1991年-2005年歷年中國統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計所得。中部和西部的FDI規(guī)模維持在一個相對穩(wěn)定的水平上。1999年，政府實施了西部大開發(fā)戰(zhàn)略，采取多方面的政策措施，鼓勵港澳臺和外國資本投向西部地區(qū)。但相對于中部外資的大量增加，外資的“西進(jìn)”趨勢并不明顯，進(jìn)入西部的FDI不但沒有上升，F(xiàn)DI份額反而從九十年代的5.22%下降到2003年的3.25%和2004年的2.88%（見表1）。圖2：我國東、中、西部地區(qū)FDI分布數(shù)據(jù)來源：（1）各年中國統(tǒng)計年鑒；（2）國研網(wǎng)數(shù)據(jù)。表1中國三大地帶FDI的分布年份東部地區(qū)（%）中部

5、地區(qū)（%）西部地區(qū)（%）1988199090.714.314.981991200085.739.055.22200187.018.854.15200286.649.543.82200385.7311.023.25200486.0811.042.88鑒于以上FDI極度分布不平衡的問題的存在，本文期望利于指標(biāo)對FDI的區(qū)域特征進(jìn)行更為具體的刻畫并且使用計量模型對外商直接投資的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)進(jìn)行實證分析。第一部分引言，主要介紹本選題研究的背景、內(nèi)容等；第二部分文獻(xiàn)綜述，對FDI作用于經(jīng)濟(jì)增長的理論和研究成果進(jìn)行回顧和分析，提出自己研究的角度和創(chuàng)新點；第三部分，利用FDI參與度等指標(biāo)闡述外商直接投資

6、的區(qū)域分布特征；第四部分，利用模型實證分析FDI與各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。第五章，根據(jù)實證分析的結(jié)果給出結(jié)論和合理的政策建議。二、理論和文獻(xiàn)綜述FDI作用于經(jīng)濟(jì)增長的理論綜述錢納里(H.Chenery)和斯特勞特(A.M.Strout)1Chenery,H.B.andA.M.Strout:ForeignDirectInvestmentinDevelopmentCountriesanGrowth:aSelectiveSurvey,TheJournalofDevelopmentStudies,1997.34(1)在1966年提出了著名的“雙缺口”模型。該理論認(rèn)為，在一個開放的經(jīng)濟(jì)社會中，發(fā)展中國家的

7、經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展往往會受到各種因素的制約，其中，儲蓄缺口和外匯缺口是兩個主要的制約因素。在這種情況下，如果積極利用外資，則可以對兩個缺口都產(chǎn)生積極的影響。例如，一筆外資以機(jī)器設(shè)備的直接投資形式進(jìn)入發(fā)展中國家，它一方面代表進(jìn)口，而這宗進(jìn)口卻無需以出口抵付；另一方面它又代表新的投資需求，而這項投資卻無需由國內(nèi)儲蓄提供。這筆外資能同時緩解外匯和儲蓄不足的“瓶頸”問題，發(fā)揮彌補(bǔ)缺口、調(diào)節(jié)失衡的作用。隨著時間的推移，兩個缺口的失衡狀況將逐漸消除，國民經(jīng)濟(jì)進(jìn)入到良性循環(huán)的軌道。外商直接投資可以直接和間接的影響經(jīng)濟(jì)增長。直接的影響經(jīng)濟(jì)增長理論以新古典增長理論為代表。間接影響經(jīng)濟(jì)增長理論主要包括壟斷競爭論和FD

8、I的“外溢效應(yīng)”理論。新古典增長理論認(rèn)為，外商直接投資作為資本形成的一種來源，可以直接影響經(jīng)濟(jì)增長。資本形成是指一個經(jīng)濟(jì)體資本存量的凈增加，包括新建工廠、購置機(jī)器以及日益提高的基礎(chǔ)設(shè)施等。作為私人投資的一部分，外商直接投資自身的增加會引起總投資的增加，而總投資的增加可以直接對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生貢獻(xiàn)，根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)增長理論中的乘數(shù)效應(yīng)，投資的增加會引起產(chǎn)出的倍數(shù)增加。諸多定性分析認(rèn)為，外商直接投資可以間接影響經(jīng)濟(jì)增長，它可以通過影響技術(shù)水平、人力資本、制度變革等變量來影響經(jīng)濟(jì)增長。外商直接投資不僅影響投資水平，而且影響投資質(zhì)量。包括壟斷競爭論和FDI的“外溢效應(yīng)”理論。海默的壟斷優(yōu)勢論認(rèn)為，跨國公司在從

9、事海外直接投資的時侯，與東道國相比，跨國公司尤其處于不利地位，跨國公司之所以能進(jìn)行直接投資的重要原因在于具有某種壟斷優(yōu)勢，這種優(yōu)勢能幫助跨國公司克服不利條件，從而與東道國的企業(yè)相抗衡，優(yōu)勢包括：先進(jìn)的技術(shù)、先進(jìn)的管理經(jīng)驗、雄厚的資金實力、信息優(yōu)勢、分銷體系和規(guī)模經(jīng)濟(jì)等方面。外商直接投資在較大的程度上與技術(shù)轉(zhuǎn)移結(jié)合在一起，包括引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)含量高的資本品、引進(jìn)先進(jìn)的管理經(jīng)驗對相關(guān)的管理產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到重要的促進(jìn)作用。因此，積極引進(jìn)外商直接投資可以對東道國技術(shù)、設(shè)備以及管理經(jīng)驗的提高起到積極的促進(jìn)作用。FDI產(chǎn)生的許多“外部性”會使東道國的公司受益。在外資流入東道國這一過程當(dāng)中，國內(nèi)公司可以通過各種渠

10、道獲益。例如，國外公司演示他們的新技術(shù)，為他們的當(dāng)?shù)毓?yīng)商或者客戶提供技術(shù)幫助，培訓(xùn)員工等，而這些工人很有可能在今后被國內(nèi)公司聘用；國外公司帶來的競爭壓力可以使國內(nèi)公司更加有效地運轉(zhuǎn)，激勵他們引進(jìn)新技術(shù)。因此即使國內(nèi)企業(yè)不是跨國系統(tǒng)中的一員，仍然可以利用進(jìn)入國際市場的這種優(yōu)勢。這些都被稱為FDI的“外部性”或者“溢出效應(yīng)”，這也正是內(nèi)生增長理論的核心內(nèi)容。FDI作用與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究綜述FDI和GDP增長的關(guān)系問題一直為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿問題，國內(nèi)許多學(xué)者做了很多有益的探討。他們所作的研究有三條路線：一是從資金、技術(shù)、人力資源、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和進(jìn)出口作用等方面討論FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)（江小

11、娟，2002；杜江，2002；竇祥勝，2002）。一是從GDP生產(chǎn)函數(shù)中對FDI的GDP增長效應(yīng)進(jìn)行實證和經(jīng)驗研究（陳浪南，2002；趙國慶，2004）。而研究的主流為直接研究FDI與GDP的計量關(guān)系。趙晉平編著的利用外資與中國經(jīng)濟(jì)增長（2001）構(gòu)建了多變量計量經(jīng)濟(jì)模型系統(tǒng)，在定性和定量分析外資流入的直接效果的基礎(chǔ)上，從FDI對中國工業(yè)增長、就業(yè)、貿(mào)易、技術(shù)進(jìn)步、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及國際收支平衡的影響等方面分析了FDI對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用。桑秀國（2002）1桑秀國.利用外資與經(jīng)濟(jì)增長.J.管理世界.2002,(9).通過一個以新經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)的理論模型，對中國2001年31個自治區(qū)的橫

12、截面數(shù)據(jù)和中國1983-2001年時間序列數(shù)據(jù)應(yīng)用格蘭杰因果檢驗和協(xié)整檢驗進(jìn)行實證分析，得出的結(jié)論為外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)，但不能說FDI是中國經(jīng)濟(jì)增長的原因，相反，中國經(jīng)濟(jì)增長是FDI流入量增長的原因。魏后凱（2002）2魏后凱.外商直接投資對中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響.J.經(jīng)濟(jì)研究.2002,(4)利用19851999年時間序列和橫截面數(shù)據(jù)，對外商投資對中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明，在這期間，東部發(fā)達(dá)地區(qū)和西部落后地區(qū)之間GDP增長率的差異，大約有90%是由外商投資引起的。但是武劍在2002年的研究中確認(rèn)為外國直接投資的區(qū)域分布不能有效地揭示各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不平衡狀況，

13、國內(nèi)投資特別是投資效率的顯著差別才是造成區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距長期存在的主要因素。張?zhí)祉敚?004）3張?zhí)祉?外商直接投資、傳導(dǎo)機(jī)制和中國經(jīng)濟(jì)增長.J.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究.2004,(10)根據(jù)總量生產(chǎn)函數(shù)采用PanelData模型，利用中國各省19842002年的數(shù)據(jù)，實證研究了外商投資對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，得出FDI每增加1%給東部、中部、西部帶來的經(jīng)濟(jì)增長率分別為0.06%、0.02%和0.01%，這表明FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響存在著區(qū)域的不平衡。對于外國直接投資不向西部集聚的問題。魏后凱（2003）認(rèn)為，從長遠(yuǎn)看，外商對西部地區(qū)的轉(zhuǎn)進(jìn)不可能是“大跨度式”的，其原因在于西部改革開放嚴(yán)重滯后，投

14、資環(huán)境尤其是投資軟環(huán)境更令人擔(dān)憂。此外由于政府機(jī)構(gòu)龐大，行政辦事效率低，手續(xù)復(fù)雜繁瑣，增加了交易成本。商務(wù)部和中國社會科學(xué)院聯(lián)合課題組（2005）對我國外商投資梯度轉(zhuǎn)移問題進(jìn)行研究，結(jié)果表明，外資“西進(jìn)”趨勢并不明顯，原因是，西部地區(qū)的觀念落后，基礎(chǔ)設(shè)施不完善，專業(yè)人才供給不足。此外由于信息不對稱，外商對西部缺乏了解，害怕上當(dāng)受騙和安全沒有保障，盡管中央對投資西部有優(yōu)惠政策，但他們有的不敢貿(mào)然進(jìn)入西部投資。顯然，這些原因分析是切中要害的。我國現(xiàn)今對外商直接投資作用與經(jīng)濟(jì)增長的研究已近比較充分，然而對FDI的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的研究卻明顯不足。本文試將中國分為東、中、西三個區(qū)域，研究FDI在不同區(qū)

15、域的區(qū)域特征和經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，以期從不同區(qū)域指標(biāo)值的差異和模型的結(jié)果推斷出外商直接投資對不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的不同作用。三、我國外商直接投資的區(qū)域特征首先，我們引入1998到2004年東、中、西FDI/GDP這一指標(biāo)，通過該指標(biāo)的對比，可以反映外商直接投資對區(qū)域經(jīng)濟(jì)不同的影響和貢獻(xiàn)程度，也可以更為準(zhǔn)確的反映出FDI的區(qū)域增長程度。由表2、圖3所示，從橫向上看，三區(qū)域這一指標(biāo)波動趨勢基本一致，指標(biāo)值在九十年代以后上升，在1995年達(dá)到最大值后一直趨緩走低，說明外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度在1995年以后有所降低。單就西部各年指標(biāo)值來看，在1999年西部大開發(fā)加大招商引資以后，該指標(biāo)并未上漲反而小幅

16、下跌，說明外商投資對西部經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度并沒有因為政策的優(yōu)惠而增大。從縱向上看，各年東部指標(biāo)值平均高于中部4.6倍以上、西部5.6倍以上，說明外商直接投資對東部經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部和西部。將中、西部值比較我們會發(fā)現(xiàn)，1996年以前中部的該指標(biāo)值低于西部，1996年以后中部外商直接投資的貢獻(xiàn)率顯著提高，平均高于西部1.5倍以上。由原始數(shù)據(jù)分析原因，95年以來，中部FDI數(shù)量增加較西部迅速，數(shù)量的增加可以部分解釋FDI對中、西部貢獻(xiàn)率不同的原因。表2：中國各年區(qū)域FDI/GDP指標(biāo)值東部FDI/GDP中部FDI/GDP西部FDI/GDP1988年1.45%0.16%0.26%1989年1.41

17、%0.11%0.21%1990年1.67%0.12%0.17%1991年1.59%0.11%0.15%1992年2.01%0.17%0.13%1993年4.67%0.73%0.52%1994年7.25%1.62%1.88%1995年9.27%1.83%2.26%1996年7.91%1.78%1.40%1997年7.44%1.67%1.21%1998年6.80%1.76%1.39%1999年6.44%1.54%1.24%2000年5.37%1.26%0.93%2001年4.84%1.12%0.86%2002年5.03%1.16%0.81%2003年5.16%1.32%0.77%2004年4.57

18、%1.40%0.60%圖3：我國東、中、西部FDI/GDP的變化趨勢1此處的FDI數(shù)據(jù)為乘以人民幣兌美元年平均匯率折算過的可比值，人民幣兌美元年平均匯率和各省的GDP值均來自各年的中國統(tǒng)計年鑒。其次，外商直接投資是中國固定資產(chǎn)投資的重要資金來源，作為固定資產(chǎn)投資的一部分，為我國的現(xiàn)代化建設(shè)提供了必要的資金。所以我們使用外商直接投資參與度，即每年各區(qū)域FDI與全社會固定資產(chǎn)投資比值這一指標(biāo)來反映外商直接投資的區(qū)域特征。由表3指標(biāo)值和圖4趨勢線所示，三區(qū)域的指標(biāo)變化趨勢基本一致，在95或是96年左右達(dá)到最大值后趨緩走低，說明在中國FDI占全社會固定資產(chǎn)投資的比重95年左右達(dá)到最大，以后走低。這與F

19、DI/GDP這個指標(biāo)的變化趨勢基本一致。從縱向上看，東部的外商直接投資參與度指標(biāo)平均高于中部3.5倍，高于西部5倍以上，中部的指標(biāo)值在96年后顯著超過西部，也平均是西部的1.5倍。說明各區(qū)域FDI的參與度明顯不同，即各地區(qū)引進(jìn)外資占總固定資產(chǎn)投資的比重有很大差異，F(xiàn)DI規(guī)模不同。表3：中國各年分區(qū)域FDI參與度指標(biāo)值1FDI參與度=FDI值/全社會固定資產(chǎn)投資值，文中FDI數(shù)據(jù)為乘以人民幣兌美元年平均匯率折算過的可比值，各省全社會固定資產(chǎn)投資值來自國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)。東部FDI參與度中部FDI參與度西部FDI參與度1988年3.52%0.54%0.85%1989年4.60%0.47%0.85%

20、1990年5.93%0.51%0.68%1991年5.93%0.51%0.68%1992年6.74%0.72%0.51%1993年11.96%2.47%1.60%1994年17.87%5.45%5.48%1995年24.45%6.96%7.77%1996年21.58%7.11%5.14%1997年21.79%6.74%4.04%1998年21.19%7.35%5.05%1999年19.52%5.95%3.22%2000年16.44%4.90%2.81%2001年15.40%4.25%2.51%2002年16.00%4.21%2.22%2003年15.56%4.44%1.95%2004年11.6

21、9%4.15%1.31%圖4：我國東、中、西部FDI參與度變化趨勢最后，我們使用2005年各區(qū)域三資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與總的工業(yè)總產(chǎn)值的比值，來衡量各個區(qū)域外商直接投資所帶來的工業(yè)績效。2005年，全國工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值達(dá)到222315.93億元，其中三資企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值為16758億元，占比為7.54%。將東、中、西該指標(biāo)值求出（見圖5），結(jié)果很讓人吃驚。東部的指標(biāo)值明顯低于中部和西部。說明外商直接投資對工業(yè)相對落后的中部和西部來說相當(dāng)重要，雖然兩個區(qū)域的外商投資絕對量相對不足，但對西部和中部的工業(yè)發(fā)展起到舉足輕重的作用。從而我們可以推出一個結(jié)論，西部和中部外商直接投資存在的主要問題是量的不足

22、，而不是質(zhì)的缺陷。圖5：2005年東、中、西部三資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值比重1源各省數(shù)據(jù)來自2006年中國統(tǒng)計年鑒，指標(biāo)值由作者加總所得。四、FDI的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析為了更精確的衡量外商直接投資對三個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長作用到底有多大，我們選取各省19882004年的兩個時間序列數(shù)據(jù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值和外商直接投資值，然后將數(shù)據(jù)按照區(qū)域加總。利用各年的國民生產(chǎn)總值指數(shù)和固定資產(chǎn)投資指數(shù)將兩個名義值轉(zhuǎn)變?yōu)榭杀戎?。從而可以用實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位億元）為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，衡量外商直接投資（單位億元）對各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用到底有多大，有何區(qū)別。首先，因兩個變量均為時間序列數(shù)據(jù)且隨著時間的變化有增長的趨勢，所以對各區(qū)域

23、的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗和協(xié)整檢驗以驗證兩個變量之間是否存在一種長期的內(nèi)在的聯(lián)系，其線性組合是否能都平穩(wěn)；其次，對三個區(qū)域的兩個變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗，進(jìn)一步確定GDP和FDI兩個變量之間到底有沒有確切的因果關(guān)系存在；最后，構(gòu)建三個區(qū)域的誤差修正模型，衡量外商直接投資對三區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的不同影響。時間序列數(shù)據(jù)(TimeSeriesData)的ADF檢驗如果一個時間序列的均值或者是協(xié)方差函數(shù)隨著時間的變化而改變，那么這個序列就是非平穩(wěn)的時間序列。隨機(jī)過程，若，且，這里s=0,1,2,，則稱該過程為單位根過程（UnitRootProcess）。若單位根過程經(jīng)過一階差分成為平穩(wěn)過程，即，則時間

24、序列稱為一階單整序列。一般地，如果非平穩(wěn)時間序列經(jīng)過d次差分達(dá)到平穩(wěn)，則稱其為d階單整序列，d是序列包含的單位根個數(shù)。我們選用各省19882004年的GDP和FDI數(shù)據(jù)，來測度外商直接投資對東、中、西三區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。首先，對三區(qū)域GDP和FDI兩個變量進(jìn)行ADF檢驗，以檢驗它們數(shù)值的平穩(wěn)性及兩者之間是否有可以進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提，即兩個單整序列的階數(shù)相同。各區(qū)域GDP和FDI的ADF檢驗結(jié)果見表4、表5。表4各區(qū)域GDP的ADF檢驗結(jié)果區(qū)域滯后期pADF檢驗值臨界值（置信度為10%）東部P=40.428463-2.7557中部P=41.012234-2.7557西部P=50.327979-

25、2.7947表5各區(qū)域FDI的ADF檢驗結(jié)果區(qū)域滯后期pADF檢驗值臨界值（置信度為10%）東部P=4-2.235355-2.7180中部P=3-1.105967-2.7042西部P=2-1.126823-2.6927由表3、表4的結(jié)果可知，其t的取值均大于顯著性水平為10%的臨界值，表明各區(qū)域的兩個時間序列是非平穩(wěn)的。接下來，對各區(qū)域的FDI和GDP進(jìn)行單整檢驗，即對其各自的差分序列進(jìn)行單位根檢驗。檢驗結(jié)果見表5，表6。由以下結(jié)果可知，各區(qū)域的GDP和FDI序列經(jīng)過二階差分均達(dá)到平穩(wěn)，所以都為二階單整序列。滿足繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件。表5各區(qū)域GDP的單整檢驗結(jié)果區(qū)域平穩(wěn)時的差分階數(shù)ADF檢

26、驗值臨界值東部二階-2.816971-2.7042*中部二階-3.095818-2.7180*西部二階-3.674772-3.1222*表6各區(qū)域FDI的單整檢驗結(jié)果區(qū)域平穩(wěn)時的差分階數(shù)ADF檢驗值臨界值東部二階-4.173376-4.0681*中部二階-3.512545-3.1222*西部二階-3.885312-3.1222*(*表示置信度為1%，*表示置信度為5%，*表示置信度為10%)（二）協(xié)整檢驗有些時間序列，雖然他們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整(Cointegration)關(guān)系。如果時間序列都是n階單整，即I(d)，存在一

27、個向量，使得，這里，。則稱序列是（b,d）階協(xié)整，記為為協(xié)整向量。由上所知，各區(qū)域GDP和FDI都為二階單整序列，建立各區(qū)域線性回歸模型，即GDP=a+bFDI+e，對該方程回歸得到估計結(jié)果。對各區(qū)域模型生成的殘差序列resid做單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果見表7。由于檢驗統(tǒng)計值均小于不同顯著性水平時的臨界值，因此可以認(rèn)為估計的殘差序列為平穩(wěn)序列，表明各區(qū)域的時間序列數(shù)據(jù)GDP和FDI之間具有協(xié)整關(guān)系，可以建立各區(qū)域GDP和FDI之間的誤差修正模型。表7各區(qū)域resid的ADF檢驗結(jié)果區(qū)域ADF檢驗值置信度臨界值東部-3.2439765%-3.2195中部-2.17382510%-2.6829西

28、部-2.64655010%-2.6829（三）格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗應(yīng)用線性回歸分析方法分析有關(guān)數(shù)據(jù)，并以此說明各區(qū)域FDI變量對GDP的影響，從方法論上講有一定的缺陷。因為FDI變量與GDP變量的同方向變化關(guān)系，并不能說明他們之間存在著一種因果關(guān)系，它們反映的是一個靜態(tài)的而非動態(tài)的行為。目前，國際上解決這一問題使用最為廣泛的方法是格蘭杰因果檢驗方法，這一方法可以確定變量之間因果關(guān)系的方向和強(qiáng)度。該檢驗的基本依據(jù)是：如果變量X是變量Y變化的原因，則X的變化先于Y的變化。因此，在做Y對其他變量的回歸時，如果把X的過去或滯后期包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對Y的預(yù)測，我們就可以說X是Y的格蘭杰

29、原因。X和Y之間有三種關(guān)系：一是單向因果關(guān)系，即X是Y變化的原因，或是Y是X變化的原因；二是雙向因果關(guān)系，表明存在一個或者幾個其他變量，它們既是引起X變化的原因，又是引起Y變化的原因；三是X和Y之間不存在因果關(guān)系。本文利用該方法，研究三區(qū)域19882004年變量GDP和變量FDI之間的因果關(guān)系，結(jié)果見表8、表9、表10。表8東部GDP和FDI的因果關(guān)系檢驗結(jié)果PairwiseGrangerCausalityTestsDate:11/27/06Time:23:53Sample:19882004Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFDIDdo

30、esnotGrangerCauseGDPD156.155050.01809*GDPDdoesnotGrangerCauseFDID2.100470.17315表9中部GDP和FDI的因果關(guān)系檢驗結(jié)果PairwiseGrangerCausalityTestsDate:11/27/06Time:23:57Sample:19882004Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFDIZdoesnotGrangerCauseGDPZ153.355350.08516*GDPZdoesnotGrangerCauseFDIZ5.563850.02375*表1

31、0西部GDP和FDI的因果關(guān)系檢驗結(jié)果PairwiseGrangerCausalityTestsDate:11/28/06Time:00:02Sample:19882004Lags:5NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityFDIXdoesnotGrangerCauseGDPX1261.94550.09615*GDPXdoesnotGrangerCauseFDIX51.47710.10541（*表示5%顯著；*表示10%顯著）由以上三個表可知，東部FDI以95%的概率被認(rèn)為是東部國民生產(chǎn)總值變化的原因，西部和中部的FDI以90%的概率被認(rèn)為是兩區(qū)域GDP

32、變化的原因。東部和西部經(jīng)濟(jì)增長并非該區(qū)域FDI變化的原因，只有中部FDI的增加和GDP的增長是互為因果、相互促進(jìn)的。由以上結(jié)果可知，各區(qū)域外商直接投資確為GDP變化的原因。因此，可以使用誤差修正模型分析各區(qū)域FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。（四）各區(qū)域FDI的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)我們運用各省1988-2004年的時間序列數(shù)據(jù)，分析各區(qū)域FDI對GDP的不同影響，即不同的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。由于各區(qū)域的數(shù)據(jù)均已通過了以上的三個檢驗，因此可以建立誤差修正模型。由于GDP的變化具有連貫性，因此本期GDP受上一期GDP的影響很大。而FDI是GDP的組成部分，所以本期GDP受本期FDI影響。又因為FDI作用于經(jīng)濟(jì)增長具有滯后效

33、應(yīng)，所以本期的GDP還受上一期FDI值的影響。由以上分析建立以下模型：=為本期不變價格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值，ln為上期實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值，ln為本期外商直接投資（折算為人民幣元）的對數(shù)值，ln為上期外商直接投資的對數(shù)值，為常數(shù)項，、為各解釋變量的系數(shù)，為隨機(jī)干擾項。加總東、中、西部各省19882004年的FDI和GDP變量值，應(yīng)用Eviews軟件對各區(qū)域數(shù)據(jù)建立以上形式模型。計算結(jié)果見表11、表12、表13。表11東部以lnGDP為因變量的相互關(guān)系因變量lnGDPt參數(shù)估計值標(biāo)準(zhǔn)差T統(tǒng)計值P值自變量lnGDPt-10.9986830.042872151.50210.0000lnFD

34、I0.1120570.0457332.6137500.0108lnFDIt-1-0.0078720.053976-2.1664610.0532c-0.0102020.433726-2.5500260.1255其中，R2=0.993836ad-R2=0.992887DW=1.625845F=644.9398表12中部以lnGDP為因變量的相互關(guān)系因變量lnGDPt參數(shù)估計值標(biāo)準(zhǔn)差T統(tǒng)計值P值自變量lnGDPt-10.9804570.04849720.216940.0000lnFDI0.0533460.0222702.3954170.0338lnFDIt-1-0.0024340.024773-2.

35、9701960.1532c0.2258280.4160051.5428500.2972其中，R2=0.993956ad-R2=0.992445DW=1.811915F=657.8143表13西部以lnGDP為因變量的相互關(guān)系因變量lnGDPt參數(shù)估計值標(biāo)準(zhǔn)差T統(tǒng)計值P值自變量lnGDPt-11.0503680.05582118.816770.0000lnFDI0.0265240.0279881.9477030.1002lnFDIt-1-0.0028990.029760-1.9743550.2491c-0.3429140.466999-1.7342920.3769其中，R2=0.985190ad

36、-R2=0.981487DW=2.198048F=266.0874從三標(biāo)的統(tǒng)計檢驗值來看，三表中的ad-R2值均接近于1，說明模型對樣本值的擬合優(yōu)度良好。DW檢驗值均在2左右,都位于DW檢驗的接收域。給定一個顯著性水平a=0.01，查F分布表，得到一臨界置F(3,17-3-1)=5.74，顯然三個F值都要大于臨界值，即模型的線性關(guān)系在99%的水平下顯著成立。因此，從以上表三表可以得到東、中、西三個區(qū)域各自的回歸方程：東部回歸方程：（R2=0.993836ad-R2=0.992887F=644.9398）中部回歸方程：（R2=0.993956ad-R2=0.992445F=657.8143）西部

37、回歸方程：（R2=0.985190ad-R2=0.981487F=266.0874）通過以上區(qū)域誤差修正模型的構(gòu)建，我們可以得出以下結(jié)論：（1）我國各區(qū)域的GDP增長均受上一期的GDP影響，且影響很大，說明中國的經(jīng)濟(jì)增長具有很大的慣性。但FDI對下一期的經(jīng)濟(jì)增長影響不明顯。（2）FDI作為總需求的組成部分，對中國經(jīng)濟(jì)增長有一定的影響，發(fā)揮著十分重要的作用。但外商直接投資的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)有很大的差異，對東部的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)較為突出，而對中部和西部經(jīng)濟(jì)增長的作用較小。(3)我國外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長實證檢驗并不存在滯后效應(yīng)。五、政策建議由以上模型分析可知，外商直接投資的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)有很大區(qū)別，

38、對中部和西部經(jīng)濟(jì)增長起到的作用還并不顯著。筆者認(rèn)為根本的原因是中部和西部吸引外商投資量的不足，而不是質(zhì)的缺陷。為此，提出促進(jìn)中部和西部更多更好的吸引外商直接投資的對策。第一，加快中、西部地區(qū)的投融資體制、政策改革，提高投資的市場化程度，這是增強(qiáng)投資效率、提高投資質(zhì)量的根本出路。吸引外資的政策可以分為兩類：基于激勵的政策和基于規(guī)則的政策?；诩畹恼哂姓孀饔茫浞疵孀饔猛鶗?dǎo)致稅收流失、易產(chǎn)生腐敗和資源配置缺乏透明性等缺陷。因此，中、西部地區(qū)更應(yīng)注重基于規(guī)則的政策，即一切以法律、法規(guī)為依據(jù)，用硬的制度來約束和規(guī)劃企業(yè)的行為。第二，加大對中、西部地區(qū)的基礎(chǔ)教育投入，全面提高勞動者素質(zhì)，從而提高資本要素的綜合產(chǎn)出效率。中、西部地區(qū)與東部利用FDI的差距主要根源在于缺乏人才以及人才開發(fā)與使用上的不當(dāng)。究其原因，一是教育事業(yè)相對落后，二是中、西部地區(qū)培養(yǎng)的人才流失嚴(yán)重。尤其是西部地區(qū)應(yīng)大力發(fā)展教育事業(yè)，西部中小城市大力發(fā)展職業(yè)技術(shù)教育，為當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展培育大批技術(shù)性人才。第三，加快中、西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)