［提要］　改革开放以来，外商直接投资对中国经济的高速增长起到重要作用。本文基于VAR模型实证分析方法，分析湖北省FDI对经济增长影响的相关性，并提出在未来发展过程中，应如何更好地发挥外商直接投资对湖北经济发展作用相关建议。

关键词：外商直接投资；经济增长；VAR模型

中图分类号：F83 文献标识码：A

收录日期：2018年4月17日

一、文献综述

FDI对于东道国经济增长的影响很早就引起了广泛的关注，学者们也基于经济增长理论对FDI与经济增长的影响展开研究。Aitken and Harrison（2010）通过对委内瑞拉的研究发现，FDI并没有导致技术外溢，从而对经济增长的作用不大。W.N.W.AZ man-Saini、Sing Hook Law、Abdi Halim Ahmad（2010）通过对91个国家从1975～2005年的FDI与GDP的数据进行计量分析，得出结论：FDI对地区经济增长的贡献有较高的水平，因此国家要想提高本国经济发展应该制定积极有效的政策来引进FDI。Ran Jan Kumar Dash·P.C.Farida（2012）运用多元协整分析、ADF检验及Granger因果检验对印度FDI对其经济增长的影响进行实证研究，结果表明：FDI对印度的经济增长有单向促进作用。

由于我国经济发展起步较慢，对于FDI与经济增长方面研究较晚，所以在借鉴西方国家经济发展的基础上进行研究，但我国国内学者也做出一些比较优秀的研究。也得出关于FDI与经济增长之间关系的不同结论。贺红波、屠新曙（2005）对时间序列进行了单位根检验、格兰杰因果检验、协整检验，结果表明FDI与经济增长之间具有正相关关系，但是经济增长并不是FDI增长的格兰杰原因。刘渝琳、郭嘉志（2008）得出了在东部地区FDI对经济增长短期内呈现积极效应外，FDI引资的整体情况并不容乐观的结论。靳涛、沈斌（2008）认为，人力资本对经济增长的拉动效果最为显著，而外商直接投资对经济增长的效果并不明显。

二、湖北省FDI与经济增长实证研究

（一）模型设定与变量选取。由于本文主要研究的是湖北省FDI与经济增长之间的关系，因此将每年的GDP作为因变量，以其每年引进的FDI作为自变量，在不改变其模型基本思路的情况下，只考虑FDI与经济增长的关系。同时，在不改变原有数据的情况下，对数据取对数，得出如下方程：

lnGDP=?琢+?酌×lnFDI+?滋　（1）

（二）数据来源和描述性统计。本文主要研究湖北省的FDI与经济增长的关系，因而选取2000～2013年中国县市社会经济统计年鉴中湖北省的统计资料，用2000～2013年历年利用外资直接投资金额、外资工业企业产值和湖北省地区生产总值等数据。

为消除价格因素影响，各个县市以平减后的实际变量作为统计分析。本文数据主要来源是《湖北省2013年统计年鉴》。此外，由于统计口径的不一致，还参考了相应的专题统计年鉴和相关论文数据。值得注意的是由于某些统计数据口径的不完全一致，需要对一些数据进行处理，以保证实证检验的可靠有效。

（三）实证检验

1、变量相关分析。在建立模型之前，首先对选取变量的相关关系进行检验。根据最小二乘估计得出在残差图中，残差的变动有系统模式，连续为正和连续为负，表明残差项存在一阶正自相关，模型中t统计量和F统计量的结论不可信，但是这并不能表示它们之间的因果关系。因此，还需要用序列平稳性检验和因果检验方法分析二者的关系。

2、ADF检验。我们将湖北省FDI、GDP数据进行对数化处理，以此以消除可能存在的异方差，然后对他们进行ADF检验，可以发现各个数据之间是非平稳序列，对选取数据进行一阶差分后在5%的水平下，序列是非平稳。所选数据经过二阶差分后LnGDP与LnFDI的ADF统计量小于5%的临界值，此序列平稳，且为同阶单整，所以LnGDP和LnFDI可以进行协整检验和格兰杰因果检验。

3、协整检验。将使用最小二乘法（OLS）做回归：

LnGDP=-1045.884+0.037859×LnFDI

（-2.282983）　（16.21863）

R2=0.932635 Adjusted R2=0.929089

D.W=1.039011 F值=263.0441

其中，括号内为t值。

从R2和调整后的R2均接近1可以看出，该模型拟合度较好，但通过对T值的观察，可以看出常数项α并不显著。

根据上述方程回归结果，对残差项e做单位根检验，得出e存在一阶自相关。变量之间不存在协整关系。经检查，模型中湖北省FDI为名义变量，GDP数值均已按照当年价计算为实际值，为了使模型更加精确，应当统一采用实际值，并对FDI以当期汇率进行折算后再进行计算。对修正后的数据进行最小二乘回归。得到方程如下：

LnGDP=4.295567+0.864645×LnFDI

（10.09225）　（9.519197）

R2=0.819193 Adjusted R2=0.810153

D.W=0.342926 F值=90.61512

其中，括号内的数字为t值。

通过对变量进行变形，重新回归效果很好，方程拟合度很高且各变量系数均显著。接下来对回归残差做单位根检验，由于残差的ADF统计值小于5%显著性水平的临界值，所以残差为平稳序列，回归方程具有良好的解释功能，可知湖北省FDI与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。

4、误差修正模型分析。由于经过上述证明，我们可以证明LnFDI和LnGDP之间为存在协整关系，因此可以建立误差修正模型，以解释FDI短期波动对GDP的影响，利用最小二乘估计得到方程如下：

LnGDP=0.135694+0.088790×LnFDI+0.004779×E（-1）

（10.68549）　（2.342394）　（0.146463）

R2=0.998529 Adjusted R2=0.998136

D.W=1.070976 F值=2545.102

通过对以上模型结果的观察，FDI每变动1%，短期内会刺激经济增长同向变动0.088790%，说明FDI在短期内对湖北省经济增长影响很小。另外，误差修正项的系数为0.004779，离均衡进行修正。

5、格兰杰因果关系检验。通过格兰杰因果关系检验结果可以看出，在滞后一阶的条件下接受了经济增长不是FDI的格兰杰原因和FDI不是经济增长的格兰杰原因的假设；在滞后二阶之后，在5%的显著性水平下，拒绝了FDI与经济增长之间不存在因果关系的假设。这种滞后期跟外商直接投资的性质相关，因为外商直接投资转化为对经济增长的一种推动作用需要时间，虽然滞后期不同时，表现出来的因果关系不一样，但是从总体来看，FDI是GDP增长的原因。

三、结论

湖北省利用外资无论从绝对数量、相对规模均与全国平均水平有一定的差距，这与湖北省在作为中部崛起的重要省份，经济地位不匹配。外商投资主要分布于制造业和房地产业，对于中部地区产业结构优化起到了一定作用。外商投资在近年来独资化显著，外资企业往往采用技术垄断使得外部特别是湖北省内部企业难以模仿，使得对技术外溢作用减小，从而也减少了对经济增长的促进作用。湖北省的市场机制和对外经济发展环境仍然不够理想，经济发展与国际经济接轨状况不佳，来自外部需求拉动区域经济发展动力不足。

总体来说，FDI的进入有利于湖北省经济发展，经济的发展需要外商直接投资，吸引外商直接投资是有必要的。但是，必须看到湖北省吸引外商直接投资与全国平均水平的差距，考察引资水平的差异，要从自身特色和政策等方面考虑如何引进外商直接投资。

（作者单位：海南大学经济与管理学院）

主要参考文献：

［1］Aitken and Harrison.Fallacy and Tests of the Convergence Hypothesis［J］.Scandia Journal of Economics，2010.95（4）.

［2］W.N.W.AZ man—Saini，Sing Hook Law，Abdi Halim Ahmad，FDI and economic growth：New evidence on the role of financial markets［J］.Economics Letters，2010（107）.

［3］Ran Jan Kumar Dash·P.C.Farida，FDI，services trade and economic growth in India：empirical evidence on causal l nks［J］.Empire Econ，2012（14）.

［4］刘渝琳，郭嘉志.经济增长与FDI的实证研究［J］.经济论坛，2008（1）.

［5］靳涛，沈斌.能源消费、经济增长与FDI互动关系研究——基于VAR模型［J］.国际商务（对外经济贸易大学学报），2009（3）.

［6］赵春玲.湖北省FDI、国际贸易与经济增长的相关性研究［D］.中南民族大学，2012.