外商直接投资(FDI)与区域经济发展——基于宁波、温州的比较分析

外商直接投资（ＦＤＩ）与区域经济发展　一基于宁波、温州的比较分析　孙　巍　摘要：外商直接投资与区域经济增长的关系引起学术界和现实各国的极大关注和长久争　论。本论文以宁波、温州为案例对ｌ９８４—２００５年样本区间内外商直接投资与区域经济增长的关　系，利用根检验对变量平稳性考察的基础上，应用格兰杰因果检验方法对变量之间的因果关系进　行经验性研究，并建立均衡模型进行实证性研究。结果表明．在１９８４—２００５年样本区间内，区域　经济增长是外商直接投资的格兰杰原因，而外商直接投资并不是区域经济增长的格兰杰原因。　关键词：外商直接投资　区域经济增长　因果关系　一、引言　改革开放以来，中国在吸引外商直接投资（Ｆｏｒｅｉｇｎ　Ｄｉｒｅｃｔ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ，简称：ＦＤＩ）方面成效显著，ＦＤＩ对　中国经济的高速增长发挥了重要作用。浙江省经济的快速崛起，得益于ＦＤＩ的大量涌人。宁波、温州同为　沿海开放城市，ＦＤＩ对两地的作用却截然不同，同时，也导致了两地社会和文化等方面的不同特色。到目前　为止，很多研究探讨了ＦＤＩ对中国经济增长的积极作用和不同方面的影响。但ＦＤＩ对不同区域的发展，特　别是对同为发达地区外商直接投资作用和影响的关注和研究较少。　本文是对ＦＤＩ与宁波、温州经济增长关系的系统研究，即本文主要探讨两个问题：１）外商直接投资对两　地经济增长的影响；２）两地经济增长对外商直接投资的影响。研究的思路和方法是，采用实证分析方法。　根据研究的内容，构建的模型中有多元回归方程、以及必要的检验模型，力求样本数据的一致性。在借鉴已　有研究方法的同时，在建立模型时更多地根据两地实际情况选择影响因素。通过对两地进行实证对比研　究。检验外商直接投资与两地经济增长的整体关联，找出两地的差距之所在。从而为认识两地利用ＦＤＩ的　作用和地位，增强两地区对ＦＤＩ的吸引力方面提供决策依据。　论文以改革开放后可以获得的数据区间即１９８４—２００５年为研究的基本样本空间，对两地的ＦＤＩ与　ＧＤＰ的长期均衡与因果关系进行较为细致的实证性研究。全文共分为五个部分：第二部分从理论的视角　对ＦＤＩ与ＧＤＰ已有的文献进行一个简单的回顾；第三部分对所使用的模型、变量和数据进行介绍；第四部　分应用上述模型对样本区间内的数据进行具体的实证分析和经验研究；第五部分给出一个简要的结论。　二、外商直接投资与经济增长：相关研究述评　早期关于ＦＤＩ对经济增长的作用机制的研究，尤其是有关流向发展中国家的ＦＤＩ的研究主要是基于　钱纳里的“双缺口模型”，验证ＦＤＩ的流人是否能通过资本积累效应来弥补东道国的“资本缺口”。其核心问　题有两个：１）外资的引入是否带来了东道国的经济增长；２）外资利用是否比国内投资更有效率。随着经济　全球化和跨国公司在发展中国家经济发展中的作用越来越大，大多数国家都把ＦＤＩ作为促进本国经济发　展的重要措施，使ＦＤＩ在世界经济中作用日显突出。加之以内生化技术为特征的新经济理论的发展和计　量经济学的新发展，如时间序列协整（Ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ）概念和因果关系检验（Ｃａｕｓａｌｉｔｙ　ｔｅｓｔｉｎｇ）等，实证研究　方法成为研究ＦＤＩ与经济增长关系问题的基本方法。关于外资对发展中国家经济增长的贡献，经济学家　们有不同的论述。例如：Ｈｕｓｉａｎ与Ｊｕｎ的应用时间序列和横截面序列相结合的方法，对东亚国家（不包括　中国）１９７０—１９８８年的经济数据进行回归分析，发现外商直接投资对经济增长有显著的促进作用。Ｖ．Ｎ．　Ｂａｌａｓｕｂｒａｍａｎｙａｍ和Ｍ．Ｓａｌｉｓｕ（１９９６）在新增长理论的框架内，检验了在采用不同贸易政策体制的发展中国　家的增长过程中外商直接投资所起的作用。魏后凯、贺飞灿、王新（２００２）利用１９８５—１９９９年时间序列和横　断面数据，对外商投资对中国区域经济增长的影响进行了实证分析。结果表明，在这期间东部发达地区与　西部落后地区之间ＧＤＰ增长率的差异．大约有９ｏ　是由外商投资引起的。桑秀国（２００２）通过一个以新经　】２一　维普资讯 http://www.cqvip.com

济增长理论为基础的理论模型，对中国２００１年３１个自治区的横截面数据和中国１９８３—２００１年时间序列　数据应用格兰杰因果检验和协整检验进行实证分析，得出的结论为外商直接投资与经济增长存在正相关，　但不能说ＦＤＩ是中国经济增长的原因．相反，中国经济增长是ＦＤＩ流人量增长的原因。　三、数据的检验和模型的建立　在经济学上确定一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，一般用格兰杰因果关系（Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｔｅｓｔ　ｏｆ　Ｃａｕｓａｌｉｔｙ）检验。而进行格兰杰因果检验首先必须证明随机变量是平稳序列，因此，一个完整的格兰杰因　果检验过程可描述为时间序列的单位根检验、变量之间的协整和格兰杰因果关系检验。　时间序列分析的一个难点是变量的平稳性考察，因为大部分整体经济时间序列都有一个随机趋势，这　些时间序列被称为“非平稳性”时间序列．当用于平稳时间序列的统计方法运用于非平稳的数据分析时，人　们很容易做出安全错误的判断（陈焰、陈永志，２００４）。动态计量经济理论要求在进行宏观经济实证的分析　时，首先必须进行变量的平稳性检验，否则分析时会出现“伪回归”（ｓｐｕｒｉｏｕｓｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ）现象，以此作出的结　论很可能是错误的。对于非０阶单整的序列，则可用协整检验进行分析，因为对于不同时间序列变量，只有　在协整的情况下，才可能存在一个长期稳定的比例关系。　整个论文用于分析的原始数据来自２００６年的《宁波统计年鉴》和《温州统计年鉴》，样本区间为１９８４—　２ＯＯ５年。由于本文各变量的时间序列可能具有非平稳性，因此．我们先对各变量进行单位根平稳性检验，　若为非平稳，我们将采用协整检验分析各变量之间的关系，并对变量之间的关系进行因果分析。　（一）两地外商直接投资与经济增长的基本态势　宁波和温州同为浙江省两个重要的大城市，也同为最早的沿海开放城市，枢纽港口城市，分为浙北和浙　南地区的经济、文化、交通中心。蜚声海外的“宁波帮”和温州商人更是成为外商直接投资和实施“走出去”　战略的桥梁和纽带。两地经济得益于外向型经济的蓬勃发展。宁波是中国进一步对外开放的副省级计划　单列市、具有制定地方性法规权力的“较大的市”。２ＯＯ５年宁波综合竞争力名列我国２００个大中城市第十　二位，在内地城市中排名第六。宁波在内地城市中的排名一直稳居前十位，２００４年和２ＯＯ５年均排名第六。　温州曾以“小商品、大市场”闻名全国，是中国个体私营经济的先发地区和股份合作经济的发祥地，曾被新闻　界、理论界称为“温州模式”。作为沿海开放ｌ４个城市之一，温州的外资引进步伐极其缓慢　，极少有温州以外　的人去温州创办和经营企业，温州的“外企”基本是持外国护照的温州人的企业。至今世界５００强企业没有一　家在温卅ｌ投资，温卅ｌ外资几乎为零。１９８４年温州的ＧＤＰ为３Ｏ．２０６４亿元人民币，宁波为５３．１７亿元人民币，　经过改革开放二十多年的发展，温州为１５９６．３５３０亿元人民币，宁波为２４４９．３１亿元人民币，两地差距由１９８４　年的２２．９６亿元人民币，变化为２ＯＯ５年的８５２．９６亿元人民币。造成这种明显差异的一个重要原因是外商　直接投资对两地造成了不同的影响。具体数据请看以下三张图（具体数据来源于两地统计年鉴）：　¨ｔ　　ｌ，●　Ｆｎ｝、¨｛　，　’　三　一ｌ　６　ｅ　≤　。　　－、　‘　Ｉ　－　、　’　。　．　Ｉ　！：譬　Ｒａｆｃ：Ｄ　ａｉａ　｝’辫｛¨）ＩＮＢ、ＦＤＩＷＺ文０　ｊ：ｊ发、潞州曩　童年ｊ交纳　莨　倥嘲ＦＤＩ　我们对两地数据进行了单位根检验和格兰杰因果关系检验，显示１９８４—２００５年两地ＧＤＰ和ＦＤＩ的　１３～　维普资讯 http://www.cqvip.com

：ｔ　｛　＿。一、　１’一　～、一ｒｌ　ｒ　ｎ　ｔ　、　…一一　一　Ｔ　（＇Ｉ　…　‘一　一…　＿一　一一…，　１　■　ｈ　～ｒ　●　Ｅ　■　●　；０，－　Ⅶ　一　、　●－　●乞　王童三！．！　三三　二一　．　一　ｔ：　Ｇ”Ｄｆ坍　，‘；１）Ｉ・ＷＺ表示，　渡、潞州｝鞘ｊ０，｛　霾的ＧＤＰ　１９８４－２００５年宁渡　潞州ＦＩ）Ｉ／ＣＤＰ比较　自然对数为单整Ｉ（Ｏ），即经济增长时间序列具平稳性；因果关系显示经济增长对外商直接投资的影响明显，　但外商直接投资对经济增长的影响不显著。外商直接投资与经济增长之间只有单向因果关系，并不存在互　为因果的反馈性联系。　（二）模型的提出与修正　为了检验ＦＤＩ与ＧＤＰ的增长关系，本文利用１９８５—２００５年两地Ｐａｎｅｌ数据，建立模型检验。首先，从　总需求角度来看，ＦＤＩ是ＧＤＰ的组成部分，本期ＧＤＰ受本期ＦＤＩ、上二期ＦＤＩ和上二期ＧＤＰ的影响；外商　投资一般基于长期的战略考虑，本期ＦＤＩ受本期ＧＤＰ、上二期ＦＤＩ和上二期ＧＤＰ的影响，所以我们实际测　算了ＦＤＩ与ＧＤＰ的当期和滞后三期的数据关系　ＩＩ１（Ｌ　Ｄｐ　Ｉ）：“。＋ａＩ・Ｉｎ（ＧＤＰ｜＿。）＋ａ：Ｉｎ（叫）Ｐ‘，：）＋ａ　Ｉｎ【ｒＬ】Ｉ　ｔ）＋ａ　，Ｉｎ（ＦＤＩ　Ｉ　Ｉ）＋ａ　Ｉｎ（ｒＤＩｔ，：）　ｌＩ１　Ｉｎ（ＦＤＩＩ）：ｂＬ．＋ｈｉ＂Ｉｎ（ＦＤＩｔ一，）＋ｂ：・Ｉｎ（ＦＤＩＩ一　＋ｂ　，Ｉｎ（ＧＤＰＩ）＋ｂＪ・Ｉｎ（ＧＤＰｔ一，）＋ｂ　・ｌｎ（ＧＤＰｔ一！）＋、　其中．　（ＧＤＰ）与Ｌｎ（ＦＤＩ）是国内生产总值的对数和外商直接投资的对数。ＧＤＰ与ＦＤＩ的单位均为　亿元人民币，ＦＤＩ以当年人民币对美元汇率测算。ｔ、ｔ一１和ｔ一２代表当期、上期和上上期。ｎ。和６ｏ为常数，　ｄ　、ｄｚ、ｄ　ｓ、ｄ　、ｄ　ｓ和ｂ　、ｂ２、ｂｓ、ｂ　、ｂｓ为被解释变量的系数・　和ｕ　为随机干扰项。　宁　１９８４—２００５　波　Ｐ—ｖａｌｕｅ　１９８４——２００５　温　Ｏ．Ｏ１１６　０．０００５　Ｏ．２１Ｏ６　Ｏ．ｉ２６４　Ｏ．９７５８　Ｏ．５１Ｓ６　州　Ｐ—ｖａｌｕｅ　ｔ　Ｓｔａｔ　ｔ　Ｓｔａｔ　常数　Ｌｎ（ＧＤＰ　１）　Ｌｎ（ＧＤＰｔ一２）　Ｌｎ（ＦＤＩｔ）　Ｌｎ（ＦＤＩｔ—ｉ）　Ｌｎ（ＦＤＩｔ一２）　２．Ｏ５３１　１，０６８２　一０．２５８７　０．０６６０　Ｏ．ＯＯ１９　Ｏ．Ｏｉ７０　２．９００２　４．５Ｏ２０　—１．３１２１　１．６２５２　Ｏ．Ｏ３０９　Ｏ．６６７０　Ｏ．８５２９　１．３３４４　一Ｏ．４２１８　Ｏ．Ｏ５６８　０．Ｏ３８５　—０．０４ｉ６　２．４３４３　７．７Ｏ３４　—２．７２６０　２．１７４５　１．４２７Ｏ　—２．００３８　０．０２８９　０．００００　０．０】６４　Ｏ．Ｏ４７３　Ｏ．１７５５　０．０６４８　维普资讯 http://www.cqvip.com Ｒ——Ｓｑｕｒｅ　Ｏ，９９７６　Ｏ．９９８３　Ａ由Ｒ～Ｓｑ　Ｏ．９９６８　Ｏ．９９７７　Ｆ值　１１８Ｏ．１　１６７Ｏ．６７　Ｆ的显著性　０．００００　０．００００　常数　一１．４８９４　～Ｏ．２７６２　Ｏ．７８６４　—５．６２８４　—１．６６７８　Ｏ．１１７６　Ｌｎ（ＦＤＩｔ一１）　０．９３９２　３．６０００　０．００２９　Ｏ．１７２Ｏ　０．６８５６　０．５０４２　Ｌｎ（ＦＤＩｔ一２）　一Ｏ．Ｏ８２４　一Ｏ．５３１７　０．６０３３　Ｏ．２９３３　１．５１９８　０．１５０８　Ｌｎ（ＧＤＰｔ）　２．４０５１　１．６２５２　Ｏ．１２６４　４．４４１７　２．１７４５　０．０４７３　Ｌｎ（ＧＤＰｔ一１）　一２．８６６２　～１．３６０９　Ｏ．１９５１　—３．９７６６　一１．１９０７　０．２５３６　Ｌｎ（ＧＤＰｔ一２）　Ｏ．６６７３　Ｏ．５３４４　Ｏ．６Ｏ１５　Ｏ．２４０４　Ｏ．１４２２　０．８８９０　Ｒ—Ｓｑｕｒｅ　Ｏ．９８１３　Ｏ．９６１８　Ａｄｊ　Ｒ—Ｓｑ　Ｏ．９７４６　Ｏ．９４８１　Ｆ值　１４７．０４　７０．４４９８　Ｆ的显著性　０．００００　０．００００　根据测算，我们发现当期ＧＤＰ与ＦＤＩ的三年时滞关系较小，ＦＤＩ与ＧＤＰ的三年时滞关系较小。但　ＧＤＰ与上期ＧＤＰ和当期ＦＤＩ关系较大，ＦＤＩ与上期ＦＤＩ与当期ＧＤＰ关系较大。具体结果见表。　根据上述分析结果，改进模型如下：　Ｉｎ（（ｊＤＰｔ）　ａ０＋ａＩ￣Ｉｎ（ＧＤＰｔ—Ｊ）＋ａ２，ｌｎ（ＦＤｌｔ）＋Ｉ－ｔｌ　４．３　Ｉｎ（ＦＤＩ１）：ｂ。＋ｂｊ－Ｉｎ（ＦＤＩｔ—ｊ）＋　－ｌｎ（ＧＯｅ，）＋Ｖｌ　４．４　宁　波　温　州　１９８４—２００５　ｔ　Ｓｔａｔ　Ｐ—ｖａ１ｕｅ　１９８４—２００５　ｔ　Ｓｔａｔ　Ｐ—ｖａｌｕｅ　常数　２．２Ｏ３Ｏ　５．Ｏ５２５　０．０００１　１．３５７２　３．８７４９　０．００１１　Ｌｎ（ＧＤＰ　一】）　０．８００４　１８．６６１４　３．２Ｅ一１３　Ｏ．８９Ｏ９　２７．８８６３　２．９Ｅ一１６　Ｌｎ（ＦＤＩ　）　Ｏ．Ｏ８７１　４．３６９８　０．０００４　Ｏ．０４６３　３．０６０７　Ｏ．ＯＯ６７　Ｒ—Ｓｑｕｒｅ　Ｏ．９９７Ｏ　Ｏ．９９５９　Ａｄｊ　Ｒ—Ｓｑ　Ｏ．９９６７　Ｏ．９９５５　Ｆ值　３００３．４５　２１９Ｏ．８６　Ｆ的显著性　０．００００　０．００００　常数　一７．２５Ｏ１　—１．８４１５　０．０８２１　～Ｏ．２９８Ｏ　一０．０９９６　Ｏ．９２１７　Ｌｎ（ＦＤＩ　一１）　Ｏ．５２４１　３．７７１２　０．００１４　Ｏ．７６５２　７．５８７６　５．２Ｅ—Ｏ７　Ｌｎ（ＧＤＰ　）　０．８４７３　２．４１ｌ２　Ｏ．Ｏ２６８　Ｏ．１９６１　Ｏ．７７２８　０．４４９７　一Ｒ—Ｓｑｕｒｅ　Ｏ．９６６Ｏ　Ｏ．９５６９　Ａｄｊ　Ｒ—Ｓｑ　Ｏ．９６２３　Ｏ．９５２１　Ｆ值　２５６．０３　１９９．９５　Ｆ的显著性　０．００００　０．００００　经过修正的两个模型，四组数据的检验值都有明显的提高。　四、实证分析及其结果　１．论文利用因果分析方法对两地１９８４—２００５年样本区间内的数据进行了实证研究。文章首先进行　了数据的平稳性分析，根检验表明，１９８４—２００５年区间内经济增长、外商直接投资有较好的平稳性，两地的　外商直接投资与经济增长之间存在一种长期均衡。因果关系分析发现，外商直接投资与经济增长之间只有　单向因果关系，并不存在互为因果的反馈性联系。即经济增长是外商直接投资的格兰杰原因，而外商直接　投资并不是经济增长的格兰杰原因。实证研究的结果是对改革开放２２年来两地的外商直接投资与经济增　长之间关系的综合评价，结果表明，外商直接投资并不是经济增长的一个强的外生变量。　２．检验ＦＤＩ对ＧＤＰ的影响。模型（４．３）测算的两地的两个模型，判定系数均在０．９９以上，说明白变　量对因变量的解释程度很高，回归方程拟合程度高；Ｆ检验：所有模型均为Ｆ＜０．０００１，说明方程的显著性　一】５一　维普资讯 http://www.cqvip.com 强；绝大多数模型的变量都能以Ｐ＜Ｏ．０１的水平通过显著性ｔ检验，变量的符号和大小也符合经济意义的　检验，得出结论如下：　１）宁波和温州的ＧＤＰ增长主要依赖于上年ＧＤＰ的影响，说明两地的经济增长有较强的惯性。事实　上，ＧＤＰ的高增长年度往往伴随着投资高增长，从而成为刺激下一年度经济增长的重要因素。　２）１９８４—２００５年间，两个地区的当年ＦＤＩ对ＧＤＰ有显著影响，但系数较小，ＦＤＩ作为需求因素对ＧＤＰ　有影响，但宁波的影响明显强于温州　３）从总供给看，ＦＤＩ对下一期和下二期的ＧＤＰ影响不明显，可能是ＦＤＩ对经济有一定的滞后期。外商　直接投资增长率对ＧＤＰ的增长率的作用有滞后期。由此我们可对外商直接投资的使用结构作一个推测。即　两地引进的外商直接投资中应有相当大的一部分用于积累。　４）宁波市滞后二年的ＦＤＩ对当年的ＧＤＰ作用不是很明显。主要是宁波引进的外资项目集中在纺织　业、塑料制造业、电子设备制造业等可实现当年投入、当年产出的行业。温州市滞后一年的ＦＤＩ对当年的　ＧＤＰ作用不是很明显，这可能是因为ＦＤＩ进入后，通过其所提供的需求拉动对当年ＧＤＰ作出贡献后，进入　了一个初步发展的时期，其供给效应还没有开始发挥作用，所以对下一年的ＧＤＰ贡献还不是很明显，经过　两年后对ＧＤＰ作出了较大的贡献，所以滞后两年的ＦＤＩ系数是相当显著的，同时可以看出，滞后两年的　ＦＤＩ系数超出了当年的ＦＤＩ系数，可以说明，ＦＤＩ在两年后对ＧＤＰ的贡献比其进入当年的贡献要大，由此　也可以说明ＦＤＩ拉动经济增长更依靠的是它所带来的长期的供给效益，即ＦＤＩ经过在中国的一段时间的　发展，其所带来的供给效应的作用要大于其当年进入时需求拉动效应。从理论上讲，正是ＦＤＩ通过资本、技　术、市场，以及人才方面的整体的正向溢出效应，为当年的ＧＤＰ增长发挥了更大的作用。　３．检验ＧＤＰ对ＦＤＩ的影响。模型（４．４）测算的两地的两个模型，Ｆ检验：所有模型均为Ｆ＜Ｏ．０００１，说　明方程的显著性强；宁波的模型变量都能以Ｐ＜０．１的水平通过显著性ｔ检验，判定系数均在０．９５以上，说　明白变量对因变量的解释程度很高，回归方程拟合程度高，变量的符号和大小也符合经济意义的检验，得出　结论如下：　１）两地的ＦＤＩ主要受上期的ＦＤＩ影响，说明外商投资具有明显的连续性和长期考虑。宁波的ＧＤＰ的　影响强于上期的ＦＤＩ，说明宁波ＦＤＩ的增长，是受上期的ＦＤＩ与本期的ＧＤＰ共同影响。　２）本期ＧＤＰ比上期ＧＤＰ和上上期ＧＤＰ对ＦＤＩ的流入量影响更大些，说明外商更加注重发展的潜力　和趋势。　３）宁波的ＧＤＰ对ＦＤＩ的影响大于温州，说明市场较大，对吸引外资有利（格兰杰因果关系检验也证实　了这点，宁波的ＬＮ（ＧＤＰｔ）不是ＬＮ（ＦＤＩｔ）的原因的概率为０．１５，温州为０．５８）。　参考文献：　［１］魏后凯．外商直接投资对中国区域经济增长的影响ＥＪ２．经济研究．２００２。（４）．　Ｅ２２江小娟．利用外资与经济增长方式的转变［Ｊ］．管理世界，１９９９，（２）．　Ｅ３２桑秀国．利用外资与经济增长ＥＪ３．管理世界，２００２，（９）．　［４］张建华，欧阳轶雯．外商直接投资、技术外溢与经济增长一对广东数据的实证分析ＥＡ］．见：发展经济学　与中国的工业化和现代化［Ｃ］．北京；中国经济出版社，２００４：５２Ｏ一５３２．　［５］马树才，郭万山，王青，李国柱．宏观经济计量分析方法与模型ＥＭ；．北京：经济科学出版社．２００５．　［６］马树才．宏观经济政策效应分析ＥＭ３．北京：经济科学出版社，２００５．　［７２曹永福．格兰杰因果性检验评述［Ｊ］．世界经济统计研究，２００５．５２（２）．　［８］陈焰，陈永志．２００３年诺贝尔奖获得格兰杰及其协整理论ＥＪＪ．经济资料译丛，２００４，２：２５．　［９２易丹辉．数据分析与Ｅｖｉｅｗｓ应用［Ｍ］．北京：中国统计出版社，２００５．　Ｅ１ｏＪ夏晓军，吴建明．温州民营企业集群近似“零外资”现象研究ＥＪＪ．浙江大学学报（人文社会科学版），　２００５，３５（３）．　［１１］谢健．区域经济国际化：珠三角模式、苏南模式、温州模式的比较［Ｊ］．经济理论与经济管理，２００６，　（１０）．　［１２２黄群慧，李海舰，王延中．温州模式的转型与发展［ｊ］．中国社会科学院院报，２００６，（３）．