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1、外商直接投資與天津市經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究 國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易05-1班 關(guān) 平 指導(dǎo)教師：劉小軍 內(nèi)容摘要：本文探討了天津利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究問題，運(yùn)用了協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法，對天津1988-2007年FDI與GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，分析了天津利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果表明，F(xiàn)DI與GDP之間存在長期的均衡關(guān)系，F(xiàn)DI的引進(jìn)有利于經(jīng)濟(jì)增長。FDI的增長與經(jīng)濟(jì)增長具有單向的因果關(guān)系，即FDI的增長是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。從這一結(jié)論出發(fā)，給出了天津市引進(jìn)外資的相關(guān)建議。 關(guān)鍵詞：外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整分析；誤差修正模型；格蘭杰因果檢驗(yàn) 1

2、 導(dǎo)言 1.1 研究背景 20世紀(jì)80年代以來，世界經(jīng)濟(jì)的全球化進(jìn)程開始加快，各國之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益加深。外商直接投資(FDI)作為聯(lián)系和影響國與國之間經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動的紐帶之一，同時也以空前的速度和規(guī)模向前發(fā)展。直接投資在國際資本流動中的比例不斷加大，其形式也在發(fā)生變化,直接投資對東道國的影響是深刻的。我國自改革開放以來非常重視對FDI的利用，改革開放伊始，F(xiàn)DI的利用為我國解決了資金、技術(shù)、設(shè)備匱乏的經(jīng)濟(jì)建設(shè)難題，對啟動我國經(jīng)濟(jì)的列車起到了引擎的作用，[1]然而隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對FDI的爭論不斷展開。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國不再是一個資本匱乏的國家，F(xiàn)DI的大量利用，以及其超國民待

3、遇的身份對內(nèi)資的發(fā)展與利用造成了極大的擠出效應(yīng)，一旦FDI由于各種原因撤出，我國內(nèi)資將由于始終未能在經(jīng)濟(jì)發(fā)展核心圈內(nèi)運(yùn)作而導(dǎo)致無力承擔(dān)經(jīng)濟(jì)建設(shè)重?fù)?dān)。近年來FDI的形式在不斷發(fā)生著變化，資本逐利的本性驅(qū)使著FDI在尋找著東道國的各種政策、監(jiān)管漏洞，不斷進(jìn)行逐利行為。[2]跨國并購的發(fā)展進(jìn)一步把國家經(jīng)濟(jì)安全推到了前臺、FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)并未能補(bǔ)償市場的丟失、FDI的投資群體效應(yīng)進(jìn)一步加大了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡等，多種質(zhì)疑滾滾而來。[3]隨著2007年美國爆發(fā)的次貸危機(jī)愈演愈烈，世界各大銀行都紛紛加大了對市場的注資，致使全球資本市場面臨新一階段的流動性過剩危機(jī)，全球性通貨膨脹加劇，人民幣持續(xù)升值

4、，給中國的出口市場造成了極大的壓力，當(dāng)前中國適度從緊的貨幣政策，對FDI的流入也產(chǎn)生了一些的限制，另外在如今國內(nèi)資本非常充裕、外匯儲備數(shù)額巨大的情況下，考慮到FDI可能產(chǎn)生對內(nèi)資的“擠出效應(yīng)”、形成行業(yè)與技術(shù)壟斷以及威脅國民經(jīng)濟(jì)安全等一系列消極效應(yīng)，[4]天津市未來的發(fā)展要不要繼續(xù)利用以及如何利用外資均成為了富有爭議的話題。因此，在當(dāng)前中國新的發(fā)展背景下，本文僅從數(shù)量分析的角度出發(fā)，選取1988年到2007年天津市利用FDI與其GDP水平的數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析的方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以期能得出一個數(shù)量角度的結(jié)論，從而為天津市主動調(diào)整外資政策提供一些現(xiàn)實(shí)依據(jù)。 1.2 研究意義 就目

5、前中國的實(shí)際情況而言，不論是在投資硬環(huán)境(如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè))還是投資軟環(huán)境(如對外開放程度、吸引外資的優(yōu)惠政策)方面，東中西部地區(qū)都有相當(dāng)明顯的差異，F(xiàn)DI對各地經(jīng)濟(jì)增長所作的貢獻(xiàn)也不盡相同，與全國整體的特征也可能相異。因此，研究單個地區(qū)FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具有一定的借鑒意義。改革開放以來，特別是直轄市天津抓住機(jī)遇，努力發(fā)展開放型經(jīng)濟(jì)，外商直接投資的規(guī)模在不斷增大。2007年全市新批準(zhǔn)外商投資企業(yè)906家，全年全市直接利用外資合同金額115.19億美元，比2006年增長42.0%，實(shí)際到位52.78億美元，增長27.8%。[5]FDI的大量流入成為拉動天津市經(jīng)濟(jì)快速增長的重要因素，而研究兩者之

6、間的內(nèi)部關(guān)系，則為進(jìn)一步促進(jìn)天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供必要的理論依據(jù)。 1.3 文獻(xiàn)回顧 1.3.1 理論淵源及演進(jìn)過程 FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是理論界十分感興趣且頗有爭議的話題。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家錢納里（H.Chenery）和斯特勞特（A.Strout）1969年創(chuàng)立了“兩缺口”模型，認(rèn)為如果發(fā)展中國家能成功利用外資，則可以克服經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的儲蓄約束、外匯約束、吸收能力約束，增加國民總儲蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。[6]隨后，迪特班德爾(Render . D)在“雙缺口”的基礎(chǔ)上，提出了包括技術(shù)缺口的“三缺口”模型。[7]托達(dá)羅(Todaro)提出了包括儲蓄缺口，投資缺口，稅收缺口以及生

7、產(chǎn)要素缺口的“四缺口”模型，分析了引進(jìn)外資的特殊作用。[7]其中尤以美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家錢納里（H.Chenery）和斯特勞特（A.Strout）在1966年提出的“雙缺口”模型最為著名。 在新古典經(jīng)濟(jì)增長理論中，經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)現(xiàn)是由模型中的一些外生力量（例如: 人口增長、技術(shù)進(jìn)步等)來決定的。但是由于資本的邊際收益是遞減的，F(xiàn)DI僅能對人均總產(chǎn)出的增長發(fā)揮水平效應(yīng)而不能發(fā)揮增長率的效應(yīng)。換句話來說，在長期內(nèi)FDI不能改變總產(chǎn)出的增長率。而且根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，發(fā)達(dá)國家的資本收益率要低于發(fā)展中國家。在資本可以跨國界流動的條件下，資本將從發(fā)達(dá)國家流向發(fā)展中國家，這與現(xiàn)實(shí)中更多的資本是在發(fā)達(dá)國

8、家之間流動的情況不相符。于是，在20世紀(jì)80年代中期，以盧卡斯為代表的一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了新增長理論。新經(jīng)濟(jì)增長理論用來解釋內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長有幾種不同的機(jī)制：如人力資本、公共基礎(chǔ)設(shè)施、創(chuàng)新激勵和技術(shù)擴(kuò)散等。他們認(rèn)為FDI的流入會產(chǎn)生許多“外部性”。它極有可能充當(dāng)一種傳播新思想、新技術(shù)以及最新工作經(jīng)驗(yàn)的工具，而使東道國受益。在新經(jīng)濟(jì)增長理論的框架下，F(xiàn)DI不僅具有對人均總產(chǎn)出的水平效應(yīng)，同時還具有增長率效應(yīng)。 1.3.2 國內(nèi)外研究綜述 外國直接投資(FDI)對東道國的影響體現(xiàn)在對東道國經(jīng)濟(jì)、政治、社會、文化等各方面，具體包括對一國經(jīng)濟(jì)增長、貿(mào)易發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、國家安全、就業(yè)

9、和居民福利等方面。在這些方面國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，且由于采用的國別數(shù)據(jù)差別和技術(shù)路線方法差異得出的結(jié)論各異。 國際上關(guān)于FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究成果眾多，且多數(shù)證明了二者之間的正相關(guān)關(guān)系。V.N.Balsubramanyam(1996)等人基于新經(jīng)濟(jì)增長理論，構(gòu)建了關(guān)于外商直接投資在實(shí)行不同對外貿(mào)易政策的國家里對經(jīng)濟(jì)增長作用的模型，驗(yàn)證了FDI在實(shí)行外向型經(jīng)濟(jì)政策的國家比在實(shí)行內(nèi)向型經(jīng)濟(jì)政策的國家對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更大。[8]De Gregorio(1992)通過對12個拉美國家1950-1985年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，外國直接投資與經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正相關(guān)關(guān)系，同時還發(fā)現(xiàn)

10、外國直接投資的生產(chǎn)率要高于國內(nèi)投資的生產(chǎn)率。[9]Boren-Sztein(1998)等通過對69個發(fā)展中國家1970-1989年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為外商直接投資通過技術(shù)外溢效應(yīng)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長，并且人力資本水平越高,FDI技術(shù)外溢效應(yīng)越大，越能促進(jìn)引資地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。[10]DeMello(1999)對經(jīng)合組織國家和非經(jīng)合組織國家1970-1990年的數(shù)據(jù)進(jìn)行時間序列分析和橫截面分析，認(rèn)為外國直接投資作為國內(nèi)資本的補(bǔ)充，對經(jīng)濟(jì)增長有積極的促進(jìn)作用。[11]同時學(xué)者們還對影響FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的各項(xiàng)因素進(jìn)行了廣泛的探討: N.Fabry與S.Zeghni(2002)對俄羅斯的研究卻得出FDI與GD

11、P不相關(guān)。L. P. King與B.Varadi(2002)分析了匈牙利59家公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，認(rèn)為短期內(nèi)FDI促進(jìn)該國經(jīng)濟(jì)增長，但是從長期來看，可能會對未來經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生阻礙。Easter認(rèn)為利用優(yōu)惠政策吸引外資會阻礙國內(nèi)投資，當(dāng)外資企業(yè)與國內(nèi)企業(yè)收益差距很大時，引進(jìn)外資反而會阻礙經(jīng)濟(jì)增長。Saltz,I.S.也持有類似的觀點(diǎn)，他從理論與實(shí)證兩方面論證了發(fā)展中國家FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。 國內(nèi)也已有許多文獻(xiàn)對此進(jìn)行研究。任永菊根據(jù)中國1983-2002年的有關(guān)數(shù)據(jù)，在建立向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)外國直接投資與東道國經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在建立格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷幕A(chǔ)上

12、，檢驗(yàn)二者之間是否存在因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，二者之間存在著協(xié)整關(guān)系，但是滯后期數(shù)不同時，二者之間卻存在不同的因果關(guān)系。[12]王志樂(1996)系統(tǒng)分析了外國直接投資對我國經(jīng)濟(jì)的影響；[13]沈坤榮(1998)對外國直接投資與江蘇省經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了研究，認(rèn)為FDI緩解了江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的資本短缺，通過外溢效應(yīng)和學(xué)習(xí)效應(yīng)使江蘇省的技術(shù)水平、組織效率不斷提高，從而提高了江蘇省的綜合要素生產(chǎn)率；[13]沈坤榮、耿強(qiáng)(2001)運(yùn)用內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型分析了FDI和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，認(rèn)為FDI可以通過技術(shù)外溢提高東道國的技術(shù)水平；[14]王成歧、張建華和安輝(2002)運(yùn)用計量模型對FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長

13、進(jìn)行了研究，認(rèn)為東道國的經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平和政策因素對FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有著強(qiáng)烈影響。[13]也有部分國內(nèi)學(xué)者對FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間的正相關(guān)關(guān)系持否定態(tài)度: 比如花俊、顧朝林等認(rèn)為在FDI比較集中的我國東部沿海地區(qū)FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在顯著的因果關(guān)系。[15] 1.4 創(chuàng)新點(diǎn) 目前國內(nèi)外關(guān)于FDI對經(jīng)濟(jì)增長影響的研究很多，但是由于研究的區(qū)域尺度、數(shù)據(jù)選擇以及分析方法的不同,FDI在中國不同地區(qū)分布的差異，各個地區(qū)經(jīng)濟(jì)環(huán)境不同，使得研究結(jié)論有不同程度的差異。很多研究大多數(shù)利用樣本期內(nèi)FDI與GDP時間序列來研究外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，或者是直接將FDI與GDP時間

14、序列做簡單的回歸而忽略序列的平穩(wěn)性假設(shè)，這可能導(dǎo)致偽回歸的現(xiàn)象；或者是雖然考慮了平穩(wěn)性問題，分析了兩序列的長期均衡關(guān)系，卻沒有進(jìn)一步探究FDI與 GDP的短期均衡關(guān)系，以及它們之間可能存在的因果關(guān)系，從而使研究結(jié)果缺乏說服力。因此，有必要從上述幾個方面進(jìn)行創(chuàng)新：即以小尺度的區(qū)域如天津市作為研究對象，選取天津市近二十年的FDI與GDP統(tǒng)計數(shù)據(jù)，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，并建立誤差修正模型，來研究FDI與天津市經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。 2 天津市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和引進(jìn)外商直接投資現(xiàn)狀[5] 2007年，天津市經(jīng)濟(jì)總量突破5000億元，在近幾年持續(xù)、快速發(fā)展的基礎(chǔ)上繼續(xù)保持了良

15、好的增長勢頭，且呈動態(tài)逐季加快態(tài)勢。按可比價格計算，比上年增長15.2%，增速比上年加快0.7個百分點(diǎn)，為天津市改革開放以來第三個高增長年。天津市經(jīng)濟(jì)增長不僅速度在加快，并且結(jié)構(gòu)也進(jìn)一步改善。第一產(chǎn)業(yè)增加值完成110.19億元，增長1.4%,第二產(chǎn)業(yè)增加值完成2892.53億元，增長16.5%，其中工業(yè)增加值2661.87億元，增長17.1%，拉動全市經(jīng)濟(jì)增長9.0個百分點(diǎn)；建筑業(yè)增加值230.66億元，增長10.4%，第三產(chǎn)業(yè)增加值2047.68億元，增長14.3%，全市人均生產(chǎn)總值突破6000美元，按常住人口計算，人均生產(chǎn)總值達(dá)46122元，按可比價格計算，增長11.2%，提前完成“三步走

16、”戰(zhàn)略第三步人均總量發(fā)展目標(biāo)。天津市經(jīng)濟(jì)運(yùn)行主要呈現(xiàn)七大特點(diǎn)：濱海新區(qū)開發(fā)開放勢頭強(qiáng)勁，龍頭帶動作用明顯；工業(yè)繼續(xù)保持穩(wěn)定快速增長，經(jīng)濟(jì)效益持續(xù)好轉(zhuǎn)；服務(wù)業(yè)發(fā)展速度明顯加快，比重提高；對內(nèi)對外開放全面活躍，建設(shè)資金大量涌入；市場更加活躍，需求明顯升溫；固定資產(chǎn)投資快速增長，結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化；就業(yè)、收入快速增長，民計民生繼續(xù)改善。 2003-2007這五年天津市實(shí)際利用外資累計達(dá)168.43億美元，年平均增長28.6%，來津投資的世界500強(qiáng)跨國公司已達(dá)128家，2007年直接利用外資合同金額115.19億美元，增長42.0%，實(shí)際到位52.78億美元，增長27.8%，分別比上年加快31.2和3.

17、7個百分點(diǎn)。開發(fā)區(qū)、保稅區(qū)和高科技產(chǎn)業(yè)區(qū)成為吸引外資的主要地區(qū)，區(qū)縣成為外商投資新熱點(diǎn)。利用外資結(jié)構(gòu)發(fā)生明顯變化，服務(wù)業(yè)利用外資規(guī)模迅速擴(kuò)大，成為外資集聚的重要領(lǐng)域，合同利用外資66.83億美元，增長56.9%，實(shí)際到位26.51億美元，增長83.8%，其中，交通運(yùn)輸業(yè)及倉儲業(yè)和社會服務(wù)業(yè)直接利用外資增長快速，分別增長69.8%和1.8倍。新能源領(lǐng)域成為引資新亮點(diǎn)，風(fēng)力發(fā)電，海水淡化，工業(yè)氣體等一批新能源項(xiàng)目落戶津門。 3 外商直接投資與天津市經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析 3.1 外商直接投資的作用機(jī)制 外國直接投資有資本效應(yīng)，可以分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩個方面(李東陽，2002)。[16

18、]直接效應(yīng)是指外商直接投資的流入增加了可用于投資的儲蓄, 有利于彌補(bǔ)現(xiàn)實(shí)存在的儲蓄缺口, 流入的資本直接形成生產(chǎn)能力, 對促進(jìn)資本形成和GDP增長有直接貢獻(xiàn)，直接促進(jìn)了本地投資計劃的實(shí)施。間接效應(yīng)主要體現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)連鎖效應(yīng)和示范與牽動效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)連鎖效應(yīng)主要表現(xiàn)：當(dāng)外資企業(yè)需要在天津當(dāng)?shù)夭少彆r, 通過購買當(dāng)?shù)厣a(chǎn)者的商品和勞務(wù)，與上游企業(yè)建立起前向的產(chǎn)業(yè)連鎖關(guān)系，外資企業(yè)對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)品和服務(wù)的需求會在一定程度上推動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的繁榮，當(dāng)外資企業(yè)為了拓展市場渠道而選擇當(dāng)?shù)仄髽I(yè)做分包商，或其產(chǎn)品作為中間產(chǎn)品被當(dāng)?shù)仄髽I(yè)所購買時, 又與下游企業(yè)建立起后向的產(chǎn)業(yè)連鎖關(guān)系。示范與牽動效應(yīng)主要表現(xiàn)為由于外商直接投資的進(jìn)入

19、而帶來的市場競爭加劇, 迫使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)行技術(shù)革新、提高生產(chǎn)效率，從而使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)投資量增加，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。 外商直接投資還有技術(shù)外溢效應(yīng)，技術(shù)應(yīng)該是一個廣義的概念，它不僅包括生產(chǎn)技術(shù)和方法，也包括管理技術(shù)、勞動者素質(zhì)的提高等方面(Graham and Krugman，1995)。[17]對人力資本的影響主要是指跨國公司在本地的分支機(jī)構(gòu)培訓(xùn)當(dāng)?shù)毓蛦T，此類培訓(xùn)涉及各個層次，既包括簡單的生產(chǎn)操作員、較復(fù)雜的質(zhì)量監(jiān)督員，也包括高級技術(shù)專家和高級管理專家。當(dāng)?shù)毓蛦T在外資企業(yè)工作期間積累了各種技能和經(jīng)驗(yàn)，隨著這些雇員的“跳槽”和創(chuàng)辦自己的公司而產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)。外商直接投資對資本的影響主要表現(xiàn)在兩個方面：

20、一是跨國公司國外分支機(jī)構(gòu)在當(dāng)?shù)剡M(jìn)行的研發(fā)活動在一定程度上增強(qiáng)了技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)；二是跨國公司參與市場競爭而產(chǎn)生的競爭效應(yīng)。從長期來看，當(dāng)外國公司與當(dāng)?shù)毓驹谕粋€市場上相互競爭時，當(dāng)?shù)毓緸榱嗽诟偁幹胁惶幱诹觿?，必然會增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)，提高企業(yè)的技術(shù)水平。外資的介入客觀上解決了新興產(chǎn)業(yè)資金、經(jīng)驗(yàn)與技術(shù)等方面的瓶頸問題，無形中成為了本地經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的“引擎”。外商直接投資所帶來的“一攬子”資源，尤其是技術(shù)和管理技能，不僅有助于本地建立新興產(chǎn)業(yè)，而且還能使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級，使內(nèi)向型的產(chǎn)業(yè)向出口導(dǎo)向型、具有國際競爭力的產(chǎn)業(yè)演進(jìn)。為了贏得跨國公司投資, 各級政府都紛紛以“外資”為導(dǎo)向，實(shí)施減少審批程序、簡化管理層

21、級、理順體制關(guān)系等種種招商引資措施。客觀上提高了政府效率，跨國公司通過與本地企業(yè)的嫁接，利用其良好的國際商業(yè)信譽(yù)、全球網(wǎng)絡(luò)式營銷渠道、成熟的市場運(yùn)作方式、強(qiáng)大的融資和風(fēng)險防御能力 , 帶領(lǐng)本地企業(yè)參與國際競爭，不斷擴(kuò)大了本地產(chǎn)品的國際知名度和市場占有率。 3.2 實(shí)證分析 3.2.1 數(shù)據(jù)與變量 本文所采用的樣本數(shù)據(jù)為1988-2007的年度數(shù)據(jù)(見表1)，F(xiàn)DI表示外商直接投資，取實(shí)際利用外資額，GDP是由產(chǎn)出法計算的天津市國民生產(chǎn)總值，反映天津市的宏觀經(jīng)濟(jì)總量，其變化反映經(jīng)濟(jì)增長。 表1 (單位:萬美元) 年份 實(shí)際利用外資額 GDP 1988 1989 1990

22、 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2395 8134 8315 9388 23138 54120 101499 152064 200587 251135 251803 253203 256000 322000 380591 619983 938654 1263428 1567914 2003794 9666665.91 10673681.99 14873360.4 1824028

23、7.45 22667211.84 31053722.8 63165590.43 77828814.7 93279504.06 104835297.7 113804508.6 124253143.9 140888433.9 158843079.3 178018405.2 213383543.1 257488765 302897937.5 346316515.9 384032416 資料來源：天津統(tǒng)計年鑒，其中GDP美元值按中國統(tǒng)計年鑒提供的歷年美元兌換

24、人民幣匯率換算所得。 以天津市國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP為因變量，外商直接投資（FDI）為自變量建立計量模型。為了克服異方差，分別對其取對數(shù)LnGDP和LnFDI，取對數(shù)后不影響原變量的平穩(wěn)性，LnGDP和LnFDI的變化趨勢分別如圖1和圖2所示。 圖1 LnGDP的變化趨勢：1988-2007 圖2 LnFDI的變化趨勢：1988-2007 3.2.2 研究方法 目前，國內(nèi)外實(shí)證研究多采用動態(tài)計量分析中的協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，本文也主要采用國內(nèi)外通用的這些分析方法進(jìn)行研究，本文研究基本思路如下： 先做FDI和G

25、DP相關(guān)性分析，即運(yùn)用Eviews軟件，檢驗(yàn)FDI和GDP兩變量間的相關(guān)性大小。 利用擴(kuò)展的迪克-富勒檢驗(yàn)(Augmented Dickey-Fuller (ADF) Test)分別對LnGDP和LnFDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定兩序列的平穩(wěn)性。若不平穩(wěn)，則對兩序列的一階差分序列△LnGDP和△LnFDI，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。 若序列LnGDP和LnFDI是同階單整序列，則采用Engle和Granger 提出的兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，確定序列間是否存在長期均衡關(guān)系。 若序列LnGDP和LnFDI通過了上面的協(xié)整檢驗(yàn)，則建立序列的向量誤差修正模型，以確定序列間是否存在短期的均衡關(guān)系。 若序列LnG

26、DP和LnFDI通過了上面的協(xié)整檢驗(yàn)，再對LnGDP和LnFDI進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，以確定外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系。 3.2.3 相關(guān)性分析 運(yùn)用Eviews5.0軟件，檢驗(yàn)FDI和GDP兩變量間的相關(guān)性大小，相關(guān)系數(shù)矩陣見表2，F(xiàn)DI和GDP的相關(guān)系數(shù)為0.957458，兩者有較強(qiáng)的相關(guān)性，說明天津市吸收和利用FDI與天津市國內(nèi)生產(chǎn)總值增長之間存在明顯的相關(guān)關(guān)系。但是兩者之間具體的定量關(guān)系取決于兩變量的穩(wěn)定性，如果穩(wěn)定，則可以直接進(jìn)行回歸分析，如果不穩(wěn)定，但是有相同階單位根且存在協(xié)整關(guān)系，則兩者存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，下面進(jìn)行進(jìn)一步研究。 表2 FDI和GDP相關(guān)關(guān)系

27、 FDI GDP FDI 1 0.957458 GDP 0.957458 1 3.2.4 單位根檢驗(yàn) 在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析之前，必須先檢驗(yàn)變量是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)則直接進(jìn)行回歸。如果兩變量不平穩(wěn)但是同階單整序列，則繼續(xù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。運(yùn)用Eviews5.0軟件進(jìn)行ADF檢驗(yàn)得到表3的結(jié)果： 表3 單位根檢驗(yàn)表 變量 ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計量 (c,t,k) 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 是否平穩(wěn) LnFDI LnGDP △LnFDI △LnGDP 1.501704 -1.895541 -4.144051 -.2.930984 (0,0,2

28、) (c,0,0) (c,0,0) (c,0,0) -2.708094 -3.831511 -3.857386 -3.857386 -1.962813 -3.029970 -3.040391 -3.040391 -1.606129 -2.655194 -2.660551 -2.660551 不平穩(wěn) 不平穩(wěn) 平穩(wěn) 平穩(wěn) 注:表中的c、t、k,分別代表常數(shù)項(xiàng)，趨勢項(xiàng)和所采用的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)符合AIC準(zhǔn)則，△表示一階差分。 如表3所示，原序列LnFDI和LnGDP均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，而它們的一階差分序列△LnFDI和△LnGDP分別通過了1%和10%顯

29、著性水平下的ADF檢驗(yàn)，為平穩(wěn)序列，從而LnFDI和LnGDP都是一階單整時間序列。 3.2.5 協(xié)整檢驗(yàn) 為了進(jìn)一步分析FDI變化與經(jīng)濟(jì)增長的變化之間是否存在長期的均衡關(guān)系，我們需要對lnFDI和lnGDP兩變量進(jìn)行協(xié)整分析。前面已經(jīng)驗(yàn)證過兩變量序列雖然都是非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列都是平穩(wěn)序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，因此可以考慮兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。 本文采用Engle和Granger提出的兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)步驟是：首先使用最小二乘法對兩個變量進(jìn)行回歸，然后再把所得殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。 首先對lnFDI和lnGDP用OLS方法做回歸 : lnGDP=α+

30、β lnFDI+ut 其中α、β為待定參數(shù)，應(yīng)用普通最小二乘法(OLS)，估計得： LnGDP=11.02102+0.606261LnFDI (1) (44.5748) (29.39576) ( R2=0.979594 R2a=0.978461 F=864.1105) 從統(tǒng)計學(xué)上對回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，R2為0.979594，擬合效果非常好，F(xiàn)統(tǒng)計值為864.1105，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F統(tǒng)計值的臨界值F0.05（1，18）=4.14，說明總體上

31、看，模型中的被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系顯著成立。常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計值44.5748和回歸系數(shù)的t統(tǒng)計值29.39576都大于t統(tǒng)計值的臨界值t0.025（18）=2.10，因而回歸結(jié)果中的各變量都是顯著的。 隨后，我們再對回歸的殘差做單位根檢驗(yàn)（表4）：ADF統(tǒng)計量為-4.718712，小于1%顯著水平下的臨界值- 4.2896，檢驗(yàn)結(jié)果表明殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此，LnGDP與LnFDI之間的確存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為方程（1）。 表4 殘差項(xiàng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn) ADF統(tǒng)計值 臨界值（5%） 是否平穩(wěn) -4.718712 -4.2896 平穩(wěn) 注：協(xié)整檢驗(yàn)

32、的臨界值由Mackinnon(1991)中的計算公式C(a)=Ф∞+Ф1T-1+Ф2T-2得出，其中a表示檢驗(yàn)水平，T表示樣本容量，Ф∞、Ф1、Ф2、由表中給出。 從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上看，長期內(nèi)，天津市FDI對其GDP的彈性系數(shù)是0.606261，也就是外商直接投資每增加1% ，可以促使天津市GDP增加0.606261%。外商直接投資對天津市經(jīng)濟(jì)增長的作用是積極的、顯著的。 3.2.6 誤差修正模型 描述GDP與FDI流量之間隨著FDI流量變化的短期波動向量長期均衡調(diào)整的誤差修正模型為： △lnGDP=k0+k1△ lnFDI+k2ECMt-1+ut 其中ECMt= lnGDP-

33、α-β lnFDI，是非均衡誤差，lnGDP=α+β lnFDI表示lnGDP和 lnFDI的長期關(guān)系，k2是修正系數(shù)，表示誤差修正項(xiàng)對△lnGDP的修正速度，即反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，差分項(xiàng)反映了短期波動的影響。 由Eviews5.0軟件得出回歸結(jié)果如下： △lnGDP=0.121033+0.210622△ lnFDI-0.672592ECMt-1 (4.147117)（3.413144） （-5.618999） ( R2=0.69 R2a=0.65 F=17.71) 從統(tǒng)計學(xué)上對回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，R2為0.

34、69，擬合效果較好，F(xiàn)統(tǒng)計值為17.71，大于F統(tǒng)計值的臨界值F0.05（2，16）=3.63，常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計值4.147117和△ lnFDI的系數(shù)的t統(tǒng)計值3.413144，以及誤差項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計值的絕對值5.618999都大于t統(tǒng)計值的臨界值t0.025（17）=2.11，因而回歸結(jié)果中的各變量都是顯著的。 從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上看，短期內(nèi)，天津市FDI的變化對其GDP變化的彈性系數(shù)是0.210622，也就是外商直接投資每增加1% ，可以促使天津市GDP增加0.210622%. 短期內(nèi)外商直接投資的增長對天津市經(jīng)濟(jì)增長的作用是積極的、顯著的。ECMt-1的系數(shù)為-0.672592，顯著，反映

35、了當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，F(xiàn)DI將以-0.672592的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，調(diào)整力度比較大。這說明從長期看，F(xiàn)DI的引進(jìn)將是天津市經(jīng)濟(jì)增長的原因。 由此也可以看出外商直接投資的增長對天津市經(jīng)濟(jì)增長的短期促進(jìn)作用不及長期促進(jìn)作用，長期彈性系數(shù)是0.606261，大于短期的彈性系數(shù)0.210622，這說明，雖然天津市外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長存在一定相關(guān)性，利用外商直接投資當(dāng)年所發(fā)揮的資金投入效應(yīng)有一定顯現(xiàn)，但對經(jīng)濟(jì)增長原因仍有一定滯后性，外商直接投資需要一個過程，其投資效果有一定時滯性，由外商直接投資所帶來的技術(shù)，管理效應(yīng)外溢以及促進(jìn)貿(mào)易，擴(kuò)大就業(yè)，培育人力資源等具有一定的長期效

36、應(yīng)，且長期效應(yīng)比較顯著。 3.2.7 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，天津市FDI流量與其GDP之間存在長期的均衡關(guān)系，向量誤差修正模型確定了序列間存在短期的均衡關(guān)系。但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即：GDP的增長是由FDI引起的或者FDI的增長是由GDP引起的，或兩者互為因果關(guān)系，或者兩者之間不存在因果關(guān)系。我們采用目前國際上比較通用的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，來檢驗(yàn)LnGDP和LnFDI之間是否具有因果關(guān)系，運(yùn)用Eviews5.0軟件得到表5所示的結(jié)果。 表5 Granger檢驗(yàn)結(jié)果 滯后期 原假設(shè) P值 結(jié)論 1 2 3 4

37、LnFDI dose not Granger Cause LnGDP LnGDP dose not Granger Cause LnFDI LnFDI dose not Granger Cause LnGDP LnGDP dose not Granger Cause LnFDI LnFDI dose not Granger Cause LnGDP LnGDP dose not Granger Cause LnFDI LnFDI dose not Granger Cause LnGDP LnGDP dose not Granger Cause LnFDI 0.00196 0.177

38、19 0.04615 0.32762 0.03183 0.38431 0.00783 0.07964 拒絕 接受 拒絕 接受 拒絕 接受 拒絕 接受 表5顯示，在95%的置信區(qū)間下，滯后期為1、2、3、4時，LnFDI都是LnGDP的格蘭杰原因；滯后期為1、2、3、4時，LnGDP都不是LnFDI的格蘭杰原因。滯后期為4時，在10%的概率下，是拒絕原假設(shè)，即LnGDP是LnFDI的格蘭杰原因。 4 結(jié)論與政策建議 4.1 結(jié)論 FDI和GDP的相關(guān)系數(shù)為0.9873，兩者有較強(qiáng)的相關(guān)性，說明天津市吸收和利用FDI與天津市國內(nèi)生產(chǎn)總值增長之間存在明顯的

39、相關(guān)關(guān)系。 天津市外商直接投資與其經(jīng)濟(jì)增長雖然原時間序列都不平穩(wěn)，但兩者的對數(shù)同為一階單整序列，并且存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。FDI對GDP的彈性系數(shù)是0.606261，也就是外商直接投資每增加1%，可以促使天津市GDP增加0.606261%. 誤差修正模型表明，短期內(nèi)，天津市FDI的變化對其GDP變化的彈性系數(shù)是0.210622，也就是外商直接投資每增加1%，可以促使天津市GDP增加0.210622%.短期內(nèi)外商直接投資的增長對天津市經(jīng)濟(jì)增長的作用是積極的、顯著的。ECMt-1的系數(shù)為-0.672592，顯著，反映了當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，F(xiàn)DI將以-0.672592的調(diào)整力度

40、將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，調(diào)整力度比較大。但是FDI對GDP的短期促進(jìn)作用不及長期促進(jìn)作用。 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明：在95%的置信區(qū)間下，滯后期為1、2、3、4時，LnFDI都是LnGDP的格蘭杰原因，說明外商直接投資對提高天津市GDP增長有比較持續(xù)的作用,但短期影響沒有長期影響顯著，可見，資本的積累效應(yīng)有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展；反過來, 滯后期為1、2、3、4時，LnGDP都不是LnFDI的格蘭杰原因，這說明天津市經(jīng)濟(jì)增長不是促進(jìn)利用外商直接投資的直接原因，因?yàn)镕DI的引進(jìn)還要受到東道國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，吸收能力，投資環(huán)境，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等多方面因素的影響，天津市在這些方面還需要不斷地完善和規(guī)范。滯后期

41、為4時，在90%的置信區(qū)間下，LnGDP是LnFDI的格蘭杰原因，這表明了在一定程度上，經(jīng)濟(jì)增長在長期內(nèi)還是對外商直接投資的引進(jìn)有一定的促進(jìn)作用，這是因?yàn)椋S著經(jīng)濟(jì)增長，天津市逐步提供更加便利的投資環(huán)境，從而吸引了外商直接投資的流入。 4.2 政策建議 FDI不僅是一種資本存量，它的流入可以增加總體的資本資源，從而促進(jìn)天津市的資本形成和經(jīng)濟(jì)增長，而且FDI的流入還可以轉(zhuǎn)移先進(jìn)的技術(shù)、管理和營銷經(jīng)營等，從而提高生產(chǎn)效率和要素生產(chǎn)率，達(dá)到間接促進(jìn)天津市經(jīng)濟(jì)增長的效果。利用外資已不僅僅是出于彌補(bǔ)資金不足和增加外匯儲備的目的，更主要的是“市場換技術(shù)”，利用外資帶動經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。為此，不僅要在利

42、用外商直接投資的數(shù)量上，更要在質(zhì)量上有所提高。譬如，繼續(xù)引進(jìn)高新技術(shù)項(xiàng)目帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，通過引進(jìn)FDI繼續(xù)帶動對外貿(mào)易的發(fā)展。要重點(diǎn)加大吸收國際大型跨國公司的直接投資，這些跨國公司先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和天津市當(dāng)?shù)厝瞬沤Y(jié)合所產(chǎn)生的智慧財富是經(jīng)濟(jì)增長的源泉；同時這些公司的帶頭、示范效應(yīng)也是促進(jìn)外資流入的一個動力。從內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論獲知，影響經(jīng)濟(jì)增長的主要因素是技術(shù)進(jìn)步和人力資本，F(xiàn)DI如果能顯著地影響這兩個因素，對經(jīng)濟(jì)增長的意義更為重大。要做到這一點(diǎn)，關(guān)鍵在于積極消化吸收先進(jìn)技術(shù)，真正做到為我所用，切實(shí)提高創(chuàng)新能力，加快形成自主知識產(chǎn)權(quán)，培育自己的品牌。 加強(qiáng)投資環(huán)境的建設(shè)，以吸引大型跨國公司來天津

43、建立研發(fā)機(jī)構(gòu)，進(jìn)而促進(jìn)天津科技研究的發(fā)展。鼓勵跨國公司踴躍參與天津的國有企業(yè)改組改造，為國外投資者的并購、參股等投資行為提供便利和規(guī)范的投資環(huán)境。 要充分利用天津市地處渤海彎的區(qū)位優(yōu)勢，重點(diǎn)引進(jìn)國外先進(jìn)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)項(xiàng)目、高科技含量項(xiàng)目以及世界知名企業(yè)等，推動天津市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。要不斷提高服務(wù)業(yè)利用外資的比重，主要是商業(yè)、外貿(mào)、銀行、保險、電信、旅游、法律及咨詢等領(lǐng)域的利用外資比重。鼓勵外資投向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)技術(shù)密集型的跨國公司投資天津市，實(shí)現(xiàn)“以技術(shù)換市場、以技術(shù)求發(fā)展”的目標(biāo)。同時，還要注意將技術(shù)引進(jìn)與自主創(chuàng)新相結(jié)合，不斷提高本市企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新能力，提高本市內(nèi)地企業(yè)的核

44、心競爭力，從而帶動天津市經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。 本研究還存在一些缺陷和遺憾之處。由于本文所采用的數(shù)據(jù)年限僅有20年，可能一定程度上影響了分析的效果，但基本分析結(jié)論是有可信度的。另外，由于篇幅所限，只研究了天津市的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，缺少和其他省份或地區(qū)的比較分析，且影響經(jīng)濟(jì)增長的因素除了外商直接投資還有一些其他因素，在今后的研究中可把進(jìn)出口，內(nèi)資，就業(yè)人數(shù)等影響經(jīng)濟(jì)增長的因素綜合一起，并和其它地區(qū)進(jìn)行比較分析。 參考文獻(xiàn): [1]趙曉笛.世界FDI發(fā)展趨勢[J ].中國對外貿(mào)易.2007 (11):84287 [2]劉宏偉.跨國公司對華直接投資影響分析-論新形勢下我國

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50、tween Foreign Direct Investment and economic growth of Tianjin,applying Co-integration test and Granger causality test methods to process the data of Tianjin’s FDI and GDP in 1988-2007，analyzes the relationship between foreign direct investment and economic growth of Tianjin.The research result indi

51、cates that long-term balanced relations exist between the two factors.FDI introduced is propitious to economic growth,there is a lineal causality between FDI growth and economic growth,ie.FDI growth is the reason for economic growth Granger.Based on this conclusion,the paper makes relevant suggestions to foreign capital investment in Tianjin. Key Words: Foreign direct investment；economic growth；Co-integration test；ECM Model ；Granger causality test. 專家評語： 關(guān)平同學(xué)的論文，選題符合專業(yè)要求，文章層次清晰，結(jié)構(gòu)合理，觀點(diǎn)明確，能夠很好的 應(yīng)用分析方法，對所分析問題作出了科學(xué)的分析，得出了合理的結(jié)論，且論文寫作符合畢業(yè)論 文寫作規(guī)范，是一篇優(yōu)秀的本科生畢業(yè)論文。 13