苏州市外商直接投资与地区经济增长的分析

1、苏州市外商直接投资与地区经济增长的分析姓名：韦香 学号：2009010205001 专业：世界经济摘要: 上世纪90年代以来，苏州吸引了大量外商直接投资(FDI，外资对苏州经济的发展产生了越来越重要的影响。本文基于19902007年苏州外商直接投资和地区生产总值(GDP的时间序列数据，对两者进行相关性分析，利用单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验等计量检验方法，建立误差修正模型，得出以下结论：苏州外商直接投资和地区生产总值之间存在正向相关关系、双向的因果关系和长期稳定的均衡关系。文章最后根据苏州的实际情况，提出了具有可操作性的政策建议。关键词:外商直接投资；经济增长；格兰杰因果关系检验；误

2、差修正模型一、 引言(一 基本概念界定1. 外商直接投资外商直接投资(FDI，又称为对外直接投资、国际直接投资，是指外国企业和经济组织或个人(包括华侨、港澳台胞以及我国在境外注册的企业 按我国有关政策、法规，用现汇、实物、技术等在我国境内开设外商独资企业，与我国境内的企业或经济组织共同举办中外合资经营企业、中外合作经营企业或合作开放资源的投资(包括外商投资收益的再投资 ，以及政府有关部门批准的项目投资总额内企业从境外借入的资金。2. 经济增长一般认为，经济增长是指一国总产出的持续增长，即实际社会总产值、实际国民(内 生产总值和实际国民收入的持续增长以及人均产值与实际人均国民收入的持续增长。(二

3、 国内外研究进展1. 国外研究现状部分国外学者认为FDI 对经济发展起推动作用。例如Caves 对澳大利亚、Globerman 对加拿大、Blomstrom 对墨西哥的研究均发现FDI 对东道国的生产率具有推动作用。Stelan 经过实证分析指出：在开放经济条件下，要素禀赋不占优势的国家(地区 或企业可以通过国际要素的引进和聚集实现经济的快速增长。还有一部分国外学者经过调查研究，认为FDI 对经济发展的影响不显著。Gupta 和Islam 结合时间序列和横截面序列研究发展中国家的情况，考察了其19501973年直接投资对经济增长的影响，得出结论：外商直接投资对经济增长没有明显的作用。Gantw

4、ell 对欧洲国家、Aitken 对委内瑞拉、Haddad 对摩洛哥制造业以及制造业的研究发现FDI 对东道国的生产率提高没有起到推动作用。2. 国内研究现状（1）定性分析从定性分析角度研究FDI 对经济发展的影响的研究相对较少。其中张晓红、唐建荣从江苏省外商直接投资的总量和结构分析入手，首先剖析了当前江苏省利用FDI 的特点，随后分析了江苏省利用FDI 对经济发展的影响，最后对江苏省今后引进外商直接投资提出了一系列政策建议。沈桂龙、于蕾研究外商直接投资在对中国经济发展日益凸显的负面效应，并就外资引入问题提出了一系列政策建议。（2）定量分析一部分学者通过建立计量经济模型，利用FDI 与我国GD

5、P 的数据，来验证FDI 与我国经济增长的关系。例如，王新根据哈罗德-多马动态经济增长模型研究外商直接投资与中国经济增长的关系 。赵晋平在定性和定量分析外资流入的直接经济效果的基础上，建立描述外资与我国GDP 等主要宏观经济指标之间相互关系的数学模型，对外资流入与经济增长的关系进行了计量分析。李静萍利用协整和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 。沈坤荣利用多元滞后分布模型对19791999年的经济数据进行了经济计量检验 。任永菊、张岩贵以阿尔佛罗模型为基础，对我国金融市场如何影响FDI ，FDI 对我国经济增长的贡献做了综合性计量分析 。对一个地区而言, 关于外商直接投资对

6、经济增长贡献的研究主要有: 王新燕、张伟对云南省进出口、FDI 和经济增长的关系进行了计量分析 。方勇，张二震从实证的角度，用计量分析的方法测算长江三角洲地区改革开放20年以后外商直接投资与地区经济增长、产业结构调整和产业积聚之间的相互关系及相互影响的方向及程度。丁明智利用协整理论对江苏外商直接投资与国内生产总值的关系进行计量分析 。毛广雄等根据经济增长的源泉主要有资本、劳动力和技术构造了一个涵盖FDI 的生产函数，以此分析FDI 对上海经济增长的影响 。祖强、孙军利用单位根检验、协整检验以及格兰杰因果检验对外商直接投资与江苏经济增长之间的关系进行实证分析 。谌黎根据1990-2005年江苏省

7、GDP 与FDI 的时间序列数据分析，采用线性回归分析方法研究FDI 与江苏省经济增长之间的关系 。张敏利用长江三角洲地区有关城市的数据，应用空间经济计量模型，检验了外商直接投资的分布与城市特征的相关性. 引入了空间变量，根据新近的数据，建立了长江三角洲地区33个城市外商直接投资分布的经济计量模型，并应用该模型对该地区33个城市影响外商直接投资的因素进行了计量分析。学者的实证研究中，有两点不足。一是采用的数据资料一般是从1978年开始的, 但是1990年以前我国外商直接投资占国内生产总值的比重很低，外商直接投资对经济增长的影响力度比较弱。加之改革开放初，我国的统计指标、统计方法很不完善，因此，

8、对1978-1990年间的FDI 数据进行分析是没有必要的，甚至会对结果产生误导；二，国内学者的研究主要集中于FDI 与我国或各省经济发展的关系，由于中国幅员辽阔，各个城市在吸引FDI 和经济发展方面有很大差异。因此，我以苏州市为研究对象，结合1990年到2007年的有关数据，应用协整方法和格兰杰因果关系检验，建立误差修正模型，就FDI 与苏州经济发展之间的长期均衡关系以及相应的短期偏离调整机制进行实证分析。二、研究区概况二十世纪80年代中期，苏州成立了首家外商投资企业。此后，苏州利用外资规模不断扩大，质量和水平也得到了显著的提升。随着苏州经济结构的调整和城市建设步伐的加快，外商直接投资发展速

9、度持续而稳定。根据2008年苏州市财政局公布的统计数据分析总结，苏州利用外资的历史过程主要包括起步摸索阶段、快速增长阶段和量质同步提升三个阶段：1984-1992年，社会主义市场经济确立，对外开放程度加深，国际产业资本开始转移，此阶段年均吸收外资5亿美元左右；1993-2000年为外资快速增长阶段，在这个阶段中，依靠上海为龙头，苏州利用外资快速增长。同时，国际产业资本转移进入一个更快速的阶段。在这个阶段中，苏州实际利用外资约170亿美元，但是引进的项目多数属于科技含量不高的劳动密集型产业，且重复引进的项目较多；2001年至今为量质同步提升阶段，苏州的利用外资规模迅猛增长，平均每年利用合同外资1

10、00亿美元以上，2006年超过150亿美元，位列全国第一，实际利用外资连续四年突破50亿美元，截至2006年底，有113家世界500强跨国公司落户苏州。近两年来，随着苏州引资政策的调整，全市的政治、经济形势得到持续稳定发展。三、苏州市FDI 与地区经济增长的分析(一 苏州FDI 与GDP 的相关性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 ）(表1 。由于1990年之前的外商直接投资相当少，所以选取1990一2007年为数据样本区间 。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 数据折算成以人民币为单位。表1是苏州市有关的经济数据, 图1为苏州市198

11、1-2000年间外商直接投资与GDP 之间的散点图。表1 1990一2007年苏州GDP 和FDI(单位:亿元人民币年份GDP FDI 年份 GDP FDI 1990202.14 3.56 1999 1358.43 235.91 1991235.1 4.11 2000 1540.68 238.14 1992359.69 44.55 2001 1760.28 249.62 1993525.96 86.01 2002 2080.37 398.45 1994720.9 184.2 2003 2801.56 563.25 1995903.11 201.2 2004 3450 416.58 199610

12、02.14 187.65 2005 4026.52 419.09 19971132.59 202.61 2006 4820.26 476.72 1998 1250.01 234.75 2007 5700.85 538.16资料来源：根据各年苏州统计年鉴统计数据整理计算得到。 图1 苏州市1990-2007年间外商直接投资与GDP 之间的散点图图1中各散点在拟合线两边均匀分布, 图形拟合较好。可见, 两个变量线性正相关。通过Eivew3.1软件对FDI 与GDP 的相关性大小进行分析(结果见表2 。表2 FDI与GDP 的相关性分析结果1 0.892 0.892 1从表2中可以看出，即FDI 与

13、GDP 的相关系数为0.892，说明两者有较强的相关性，即苏州市吸收和实际利用的外商直接投资与苏州市生产总值之间具有正向相关关系。为确立FDI 与GDP 的相互作用与影响的具体形式，需进行线形回归分析，建立二者的回归方程。为消除可能的异方差，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(表3 。表3 1990一2007年苏州市GDP 和FDI 的对数值(单位:亿元人民币年份GDP FDI 年份 GDP FDI 19905.308961 1.269761 1999 7.214085 5.46345 19915.460011 1.413423 200

14、0 7.339979 5.472859 1992 5.885243 3.796612 2001 7.473228 5.519941993 6.265225 4.454464 2002 7.640301 5.987582 1994 6.5805 5.216022 2003 7.937932 6.333724 1995 6.805844 5.304299 2004 8.14613 6.032079 1996 6.909893 5.234579 2005 8.300658 6.038086 1997 7.032262 5.311283 2006 8.480583 6.166929 19987.130

15、907 5.45852120078.648371 6.288156利用表3的数据，进行回归分析，得到如下回归方程: LNGDP=0.5885*LNFDI+4.17 (1(7.77 (10.51R2=0.791 R2=0.777 F=60.385 d.w=0.370式(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0.588%的增长，且模型的拟合优度比较高。F 值达到60.385，方程通过显著性检验，LNFDI 系数和常数项分别达到0.5885和4.175，分别通过t 检验。不足的是. d w 值仅为0.37，这表明随机误差项存在一阶正相关。对此

16、格兰杰与纽博尔德曾给出一个经验规则，即当2R 大于. d w 值时所作的回归可能会出现“伪回归”，为此必须对上述时间序列作平稳性检验。(二 平稳性检验时间序列的平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间序列的推移而发生变化。其原理是对某一时间序列Y 。假设检验：H0:C=0;H1:C不等于0. 在回归结果中，根据一定显著性水平下的ADF 临界值。如果参数估计显著地不为零，则不存在单位根，说明时间序列是平稳的；否则，是不平稳的。 1. LNFDI序列的单位根检验结果采用ADF 检验方法，对LNFDI 序列进行单位根检验，首先确定有无趋势、常数项以及滞后期数。一般的顺序是:先选含趋势项和常数项的检验

17、，如果趋势项的t 统计量不明显，就再选只含常数项的，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 准则和SC 准则来确定。AIC 准则是赤池信息准则的简称，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。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30。针对LNFDI 序列进行单位根检验时我们先选含趋势项和常数项，滞后期经过对AIC 值和SC 值的多次比较，确定为3，检验结果如表4所示:表4 用ADF 法对LNFDI 序列的单位根

18、检验ADF Test Statistic-4.2656681% Critical Value* -4.8025 5% Critical Value -3.792110% Critical Value-3.3393*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNFDI Method: Least Squares Date: 05/06/09 Time: 15:41 Sample(a

19、djusted: 1994 2007Included observations: 14 after adjusting endpointsLNFDI(-1 -1.010990 0.237006 -4.265668 0.0027 D(LNFDI(-1 0.437571 0.190022 2.302735 0.0503 D(LNFDI(-2 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic D(LNFDI(-3-0.021629 0.080993 -0.267054 0.7962 C4.631985 1.057821 4.378797 0.0024 TREND

20、(1990 0.102233 0.0293823.4794380.0083 R-squared 0.794397 Mean dependent var 0.130978 Adjusted R-squared 0.665896 S.D. dependent var 0.254675 S.E. of regression 0.147206 Akaike info criterion -0.696434 Sum squared resid0.173358Schwarz criterion-0.422552Log likelihood 10.87504 F-statistic 6.181997 在检验

21、结果输出窗口中，可以看出ADF 统计的检验值为-4.266，其绝对值小于于1%显著水平下的临界值，因此不能拒绝非平稳和存在单位根的假设，得出LNFDI序列是非平稳的序列。此时趋势项的t 检验值为3.479，大于在显著水平为5%水平下的t 临界值2.61，所以趋势项存在。由于LNFDI 序列非平稳，应该继续对LNFDI 的一阶差分序列_1LNFDI 进行单位根检验。经计算，确定无趋势项，无常数项，滞后阶数为3，单位根检验结果如表5所示. 从检验结果可以看出，ADF 的统计检验值为-4.325，其绝对值明显大于不同检验水平的三个临界值的绝对值，所以拒绝存在单位根的原假设，_1LNFDI 序列为平稳

22、序列。因此，(1LNFDI I ，为一阶单整序列。表5 LNFDI 的一阶差分序列_1LNFDI 的单位根检验结果ADF Test Statistic-4.3249051% Critical Value* -2.7760 5% Critical Value -1.9699 2. LNGDP序列的单位根检验结果同样根据ADF 检验方法，对L N G D P 序列进行单位根检验。通过AIC 准则和SC 准则，确定滞后阶数为5，进行单位根检验，结果如表6所示。ADF 统计的检验值为-3.391，其绝对值小于5%显著水平的临界值，所以也不能拒绝非平稳与存在单位根的假设，得出L N G D P 序列是非

23、平稳序列且有趋势项和常数项。表6 ADF法对L N G D P 的单位根检验ADF Test Statistic-3.3910141% Critical Value* -4.9893 5% Critical Value -3.873010% Critical Value-3.3820*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNGDPMethod: Least Squares

24、Date: 05/10/09 Time: 13:25 Sample(adjusted: 1996 2007Included observations: 12 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.LNGDP(-1 -1.317109 0.388411 -3.391014 0.0275 D(LNGDP(-1 0.933447 0.304902 3.061462 0.0376 D(LNGDP(-2 0.230681 0.254402 0.906759 0.4158 D(LNGDP(-3 0

25、.592406 0.237298 2.496461 0.0670 D(LNGDP(-4 0.108761 0.244279 0.445234 0.6792 D(LNGDP(-50.454917 0.208789 2.178832 0.0949 C7.098815 2.061479 3.443554 0.0262 TREND(1990 0.223379 0.0650283.4351290.0264 R-squared 0.890820 Mean dependent var 0.153544 Adjusted R-squared 0.699754 S.D. dependent var 0.0583

26、05 S.E. of regression 0.031948 Akaike info criterion -3.814689 Sum squared resid 0.004083 Schwarz criterion-3.491418 Log likelihood 30.88814 F-statistic 4.662374 Durbin-Watson stat2.828377Prob(F-statistic0.077825继续对LNGDP 的一阶差分序列_1LNGDP 进行单位根检验，通过判断得到无趋势项，有常数项，滞后阶数为3，检验结果如表7所示。此时ADF 统计量的值为-3.973，小于5%

27、水平的临界值，所以_1LNGDP 序列为平稳序列， 1(I LNGDP ，为一阶单整序列。表7 LNGDP 的一阶差分序列_1LNGDP 的单位根检验结果ADF Test Statistic-3.9728311% Critical Value* -4.0681 5% Critical Value -3.122210% Critical Value-2.7042经过整理，得到各序列的单位根检验结果，如表8所示。LNFDI 和LNGDP 的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分序列都是是平稳的，即LNFDI 和LNGDP均为一阶单整序列，满足协整分析的前提。表8 ADF单位根检验结果变量 检验形式

28、 ADF 统计量 临界值 检验结果 LNFDI (C,T,3 -4.2657 -4.8025 非平稳 LNFDI_1 (0,0,3 -4.3249 -1.9699 平稳 LNGDP (C,T,5 -3.391 -3.873 非平稳 LNGDP_1(C,0,3-3.9728-3.1222平稳注:检验形式(C，T ，K 分别表示检验是否包括常数项、时间趋势和滞后阶数，加人滞后阶数是为了使随机误差项为白嗓声。(三 协整检验的结果采用了E 一G 两步法对变量进行协整检验, 用变量LNGDP 对变量LNFDI 进行普通最小二乘回归，可以输出回归方程如下所示: LNGDP=0.5885*LNFDI+0.1

29、75 (2(7.78 (10.51R2=0.791 R2=0.777 F=60.385 d.w=0.370可决系数R 2与调整的可决系数2R 较高，且各统计量也都分别通过了t 检验、F 检验。综上, 方程的回归结果比较理想。此时系统会自动生成残差，我们令残差序列为E C ，对残差项进行单位根检验，滞后期为1，有常数项和趋势项。结果如表9所示:表9 对残差序列E C 的单位根检验ADF Test Statistic-7.7342081% Critical Value* -4.6712 5% Critical Value -3.734710% Critical Value-3.3086ADF 统计

30、量为-7.734，其绝对值大于三个显著水平下的临界值的绝对值，得出残差序列为平稳序列，可以说明LNGDP 与LNFDI 之间具有协整关系，即外商直接投资和苏州市的经济增长具有共同的增长趋势，保持着长期稳定的均衡关系。(四 格兰杰因果关系检验的结果 格兰杰因果关系检验实际上是建立在两个变量回归的基础上， 所以在进行检 验前都应考察序列的平稳性。 而在对非平稳序列进行因果关系检验前应对序列进 行协整检验，若二者存在协整关系，再对二者进行因果关系检验。由表8和表9 的检验结果可知， LNFDI 与国内生产总值之间存在协整关系，因此下面对 LNFDI 与国内生产总值数据(1990一2007年进行格兰杰

31、因果关系检验。运用软件 Eviews3.1检验结果如下表10. 表10 格兰杰因果关系的检验结果 Pairwise Granger Causality Tests Date: 05/06/09 Time: 18:46 Sample: 1990 2007 Lags: 2 Null Hypothesis: LNGDP does not Granger Cause LNFDI LNFDI does not Granger Cause LNGDP Obs 16 F-Statistic 4.41183 9.41116 Probability 0.03919 0.00415 如表 10 所示: LNFDI

32、 是 LNGDP 的格兰杰原因，而 LNGDP 也是 LNFDI 的格兰杰 原因，所以两者存在双向因果关联性和互动关系。 四、结论与讨论 (一 模型结论 1、苏州市GDP与FDI的19902007年时间序列数据非平稳，但二者存在长期 均衡关系。 2、苏州市GDP与FDI存在良性的关系。一方面，苏州经济增长吸引了大量外 资进入。国内生产总值的增长隐含着该地区在制度、市场、基础设施等一系列投 资环境上的改善，这种改善成为外商直接投资的原动力；另一方面，FDI的增长 对苏州经济发展具有显着的带动效应。FDI的进入提高了技术进步率，吸纳了大 量劳动力，提高了市场化水平，促进了苏州经济发展。外商直接投资

33、企业自身进 出口额不断增加，苏州对外贸易的比例也不断提高，推动了苏州国内生产总值的 增加。 3、苏州市 GDP 与 FDI 相互影响的程度具有差异性，GDP 对 FDI 的影响要 大于 FDI 对 GDP 的影响。这可能有两种原因:一是 FDI 引进的滞后效应，就是说 FDI 的投资效果有一个滞后期，但 GDP 的快速增长短期内能大大吸引外资的进 入。二是 FDI 的利用效果不佳，短期内对经济增长推动力不大，高速引资过程 中存在较多经济泡沫，有被外资利用之嫌。 (二 政策建议 1. 对于协整分析的结果分析可得:从回归方程的数据可以看出， 1990一2007年 江苏省FDI每增长1%，带动GDP

34、平均增长0.5885%，这一贡献率高于全国0.0485% 的平均水平，说明FDI对苏州经济增长的贡献效果是很明显的，对苏州市经济发 展有较大贡献。 基于上述结果和分析，本文认为本地政府在制定和实施招商引资计划时，要充 分认识到 FDI 对苏州市经济发展的积极作用，为其提供良好的投资环境，以最大 限度地发挥 FDI 的作用，应该充分利用外资企业的外溢效应，扶持大企业集团， 推进苏州的产业结构的优化升级，加快第三产业的发展。借鉴现代服务业集群发 展模式，大力促进制造业与服务业互动，明确服务业招商引资的重点，积极助推 新兴服务业的崛起。 2.对于格兰杰因果检验的结果， 苏州外商直接投资与经济发展存在

35、双向因果关 联性和互动关系。但我们也应看到近年来引入外资的弊端，如优惠政策的“负效 应”、核心技术含量低、资源短缺和环境污染等。政府应改变引资方式，以资金 换市场向以技术换市场转变。在引进资本的同时引进先进技术，带动本地产业升 级。项目引进上要从引进生产型项目向引进生产与服务结合型项目转变。在发挥 原有优势的同时，带动本地经济结构的调整和完善，促进国内生产总值增长，更 快地促进居民收入的增加。 3.推动开放与创新同步发展，增强自主创新能力，在吸收创新中不断增强核心 竞争力。加快实现由投资向创新、资源向科技、苏州制造向苏州创造转变。搭建 。 自主创新平台，营造完善的创业环境，积极探索科技自主创新

36、道路。促进外资企 业本土化建设。鼓励企业在研发投入、促进产学研一体化的进程中开展投资、技 术合作，促进加工贸易转型升级。进一步完善投资环境，引入跨国公司的核心技 术和业务。坚决抵制对经济、社会和自然有长期负面影响的投资、生产和服务性 活动。 Analysis of Regional Economic Growth with Foreign Direct Investment in Suzhou Abstract: Suzhou has introduced in a large amount of Foreign Direct Investment(FDI, since 1990s, the foreign investment plays a more important role in the economic growth of this city. This paper analyses the relativity between FDI and Gross Domestic Product (GDP in Suzhou, by using metrological examination methods such as unit root analysis, co-inte