外商直接投资与浙江省经济增长关系的实证分析Word格式.docx
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FDI对GDP增长的贡献率,从沿海到内地逐步由强转弱。
江小涓（2002）描述和分析了外资对中国经济发展做出的重要贡献。
外资的贡献体现在对GDP增长、技术献等许多重要的方面。
其结论是，外资经济不仅推动着中国经济的持续增长，而且改变着中国经济增长的方式，提高了中国经济增长的质量。
[1]陈浪南、陈景煌（2002）使用中国1981～1998年间的相关数据，从总供给的角度出发,借助新古典经济增长模型，考察FDI对中国经济增长的影响情况。
研究结果表明，FDI对中国某些经济变量有相当程度的影响，但不是对所有变量都有影响。
任永菊（2003）根据中国1983～2002年的相关数据，在建立向量自回归模型的基础上检验外国直接投资与东道国经济增长之间的关系。
结果表明，FDI与东道国经济增长之间存在着协整关系。
杨振宁（2006）根据上海1985～2005年的数据，检验了外商直接投资与经济增长之间的关系。
结果表明，外商直接投资与上海经济增长之间存在着协整关系。
张铁铸（2005）同样利用上海1991～2002年的数据，在建立计量经济模型的基础上分析FDI与经济增长之间的关系。
结果表明，上海经济增长与FDI之间并不存在直接的因果关系，FDI对上海经济增长的直接作用并不明显。
[2]
二、外商直接投资在浙江省的现状及特征
（一）外商直接投资在浙江省的现状
2006年,浙江省新批外商直接投资项目3583个，比上年增加187个，合同外资和实际到位外资分别为191和88.9亿美元,分别增长18.5%和15.1%。
2007年1～12月，外商实际直接投资103.66亿美元，用比增长16.6%。
实际利用外资占全省限额以上固定资产投11.1％，同比回落0.7个百分点。
大量涌入的国际资金,为浙江经济增长发挥了越来越重要的作用。
（二）外商直接投资在浙江省的特征
1、外商直接投资规模迅速扩大
浙江省利用外商直接投资从20世纪80年代开始起步,1993年以后利用外资呈现跳跃式发展态势，规模迅速扩大。
自1992年以来,浙江省每年实际利用外商直接投资都超过1亿美元，继1993年登上10亿美元台阶后,2006年又达到88.9亿美元，比1993年增长了8倍，占全国的比重由2002年的6.0%上升到2006年的12.80%，上升了6.8个百分点。
实际利用外资规模在江苏（174.3亿美元）、广东（145.11亿美元）、山东（100亿美元）之后，居全国第4位。
2、外商直接投资结构逐步改善
（1）投资行业结构。
浙江省外商直接投资主要集中在第二产业中的制造业和第三产业，第三产业所占比重逐步提高。
2005年,外商投资企业在全省行业布局中，第一产业实际利用外资占总数的0.5%，其中农业占总数的0.1%。
第二产业实际利用外资占总数的80.5%，其中制造业占总数的78.6%,制造业中的纺织业实际利用外资占总数的10.0%，机械业占8.1%,通信设备、计算机及其他电子设备8.1%。
第三产业实际利用外资占总数的19.0%，同比增长62.5%,是三个产业中增幅最大的。
（2）投资地区结构。
截止到2005年底,宁波（30%）,为占全省实际利用外资的比重,以下同）、杭州（22%）、嘉兴（15%）、绍兴（11%）等浙东北地区仍然是外资投资的重点地区，其他各地区均在10%以下，而舟山市（0.39%）、衢州市（0.38%）、丽水市（0.24%）则是利用外资的薄弱地区，三地区合计才刚刚达到1%。
（3）投资主体国别及地区结构。
2005年，浙江省境外资金来源主要集中在亚洲地区（实际外资56.9%,以下同），其中最主要的是港（39.3%）、澳（0.8%）、台（3.9%）地区。
北美（7.5%）及欧盟国家（11.1%）的企业也是浙江的主要投资者。
值得注意的是,大洋洲、拉丁美洲对浙江的投资有加大的趋势。
（4）外商直接投资投资方式。
投资方式集中于独资,其它方式有不同程度的萎缩。
近年来,外商独资企业在浙江发展壮大,无论是项目个数还是投资规模,都远远领先于中外合资企业和中外合作企业。
外商“独资化”倾向明显,外商独资企业比重不断增加,合同利用外资和实际利用外资占全部外资的比重分别由2000年的57.1%、46.1%提高到2005年的70.8%和67.8%。
2005年浙江累计批准外资项目数3396个,独资占项目总数的57.5%。
三、外商直接投资与浙江经济增长的具体分析：
计量检验
（一）数据处理
本文所用的数据根据历年《浙江统计年鉴》整理而成,样本期为1986～2006年（表1）。
为了消除这一期间物价的影响,分别对两个变量取对数,用GDP和FDI表示消除物价影响后的国内生产总值和外商直接投资额，另外为消除数据中存在的异方差,lnGDP表示GDP对数时间列,lnFDI表示FDI的对数时间序列。
表11985-2006年浙江省外商直接投资与GDP数据
年份
GDP（亿元）
增长率
实际利用FDI
（亿美元）
1985
429.16
0．1634
1986
502.47
0.170822
0．1853
0.134027
1987
606.99
0.208012
0．2337
0.261198
1988
770.25
0.268967
0．2957
0.265297
1989
849.44
0.102811
0．5181
0.752114
1990
904.69
0.065043
0．4844
-0.06505
1991
1089.33
0.204092
0．9162
0.891412
1992
1375.7
0.262886
2．9398
2.208688
1993
1925.91
0.399949
10．3271
2.512858
1994
2689.28
0.396368
11．4449
0.108239
1995
3557.55
0.322863
12．5775
0.098961
1996
4188.53
0.177364
15．2021
0.208674
1997
4686.11
0.118796
15．0345
-0.01102
1998
5052.62
0.078212
13．1802
-0.12334
1999
5443.92
0.077445
15．3262
0.16282
2000
6141.03
0.128053
16．1266
0.052224
2001
6898.34
0.12332
22．1162
0.371411
2002
8003.67
0.160231
31．6002
0.428826
2003
9705.02
0.212571
54．4936
0.72447
2004
11648.7
0.200276
66．8128
0.226067
2005
13437.85
0.153592
77．2271
0.155873
2006
15742.51
0.171505
88．8935
0.151066
资料来源:
浙江统计年鉴1985-2006,浙江统计局编,北京:
中国统计出版社;
浙江统计信息网:
（二）平稳性检验
时间序列变量是指隔一段时间间隔记录的数据。
所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化。
[3]这样，以平稳时间序列数据为计量经济模型时的观测值，其估计方法、检验过程才可能采用传统的计量方法进行检验和分析。
在进行时间序列分析时,传统上要求所用的时间序列必须是平稳的,即没有随机趋势或确定性趋势,否则,将会产生“伪回归”问题。
但是,在现实经济中的时间序列通常都是非平稳的。
为了使回归有意义,可以对其实行平稳化。
采用的方法是对时间序列进行差分,然后对差分序列进行回归。
为了解决上述问题,可以采用协整理论,而要进行协整分析必须首先进行单位根检验。
本文采用最常用的ADF方法。
ADF检验是对如下回归方程中的ρ系数进行τ检
上式
（1）中,△是一阶差分符号,εt是随机误差项,yt是所研究的时间序列,m是最佳滞后期数,这个滞后期数保证εt误差项的平稳性（白噪音）。
零假设H0∶ρ=0,则yt是一个平稳序列。
因为对变量取自然数对数有助于消除其时间序列中的异方差，从而更容易得到平稳的数据；
同时取得对数后不会改变时间序列的性质和相互关系。
因此，接下来对各经济变量取自然对数，得到表2（如下）：
表2对表1中统计数据取自然对数后得到的结果
LnGDP
LnFDI
4.97554
-1.68578
5.08881
-1.45372
5.32658
-1.21841
5.41183
-0.65759
5.23492
-0.72484
5.31436
-0.08752
5.5115
1.078342
5.80332
2.334772
5.73472
2.437544
6.04523
2.53191
6.21195
2.721434
6.32706
2.710348
6.40096
2.578716
6.47384
2.729564
6.5919
2.78047
6.70354
3.09631
6.84789
3.453163
7.0344
3.998083
7.21404
4.201895
7.39748
4.34675
7.58247
4.487439
在实际中,回归的最佳滞后期数m是不知道的。
本文采用Engle和Yoo提出的AIC准则来决定方程的最佳滞后期数m。
这个准则的定义如下:
是ARDL估计模型的残差平方和,T是样本容量,k是被估计模型中的解释变量的个数。
AIC准则要求其取值越小越好,因此使AIC最小的m值便是最佳滞后期数。
由于ADF统计量的分布是非标准分布的,因此使用Mackinon临界值来进行判断。
我们首先运用计量软件Eviews3.1对时间序列变量lnGDP和lnFDI进行平稳性检验。
结果如下表:
LnGDP的二阶差分时间序列进行单位根检验
ADFTestStatistic-4.6194191%CriticalValue*-3.8877
5%CriticalValue-3.0521
10%CriticalValue-2.6672
LnFDI的二阶差分时间序列进行单位根检验
ADFTestStatistic-4.6229981%CriticalValue*-3.8572
5%CriticalValue-3.0400
10%CriticalValue-2.6608
由表可以看出,经过差分的序列E（lnGDP）和F（lnfFDI）不存在单位根,因此都是平稳序列。
序列
ADF检验值
临界值
滞后阶数
检验结果
-4.619419
-3.0521
1
通过
-4.622998
-3.0400
（三）协整检验
为了检验两变量xt,yt是否为协整，Engle和Granger在1987年提出了两步检验方法,也称为EG两步检验。
根据以上数据和协整模型,运用计量经济软件EVIEWS进行建立协整方程。
第一步建立协整回归方程lnGDP=0.846+0.237lnFDI，R2=0.908,F=178.228DW=1.82，F统计量是显著的,所以估计方程是显著的，拟合优度达到0.97,说明方程拟合得很好。
DW统计量为1.82,说明不存在着序列相关。
第二步,检验残差虚列是否平稳。
对残差的单位根检验结果如下：
残差项的平稳性检验
ADF统计量值
临界值（5%）
是否平稳
-3.0922
-3.0400
是
结果表明,在5%的显著性水平下,残差序列是平稳序列,所以外商直接投资与浙江经济增长之间存在着协整关系,也就是说FDI与经增长之间存在长期均衡关系，所以所得的回归模型就是协整方程。
由协整方程可以看出,浙江经济相对于外商直接投资的弹性为0.237,也就是说,从长期角度来看,外商直接投资增长1%,浙江经济就有0.237%的增长,体现出较大的外商直接投资拉动用。
具体表现为大量的FDI的涌入,增加了浙江可用于投资的储蓄,有利于弥补现实的储蓄缺口,对促进资本的形成和GDP的增长有直接的贡献;
同时,FDI的流入也带来了先进的技术和管理,对经济中的制度变迁和生产率的提高起到了积极作用。
（四）格兰杰检验结果
为了说明FDI和经济增长这两个变量之间的因果关系,常常采用格兰杰（Granger）因果检验方法。
首先，检验“FDI是不是引起经济增长的原因”的零假设,对下面的两个模型进行估计如果其中至少有一个显著不为0，则拒绝“FDI不是引起经济增长变化的原因”的零假设，接受“FDI是引起经济增长变化的原因”；
反之相反。
[5]其过程如下。
运用最小最终预测误差准则（theMinimumFinalPredictionError）和赤池准则（Akaikeintocriterion）可以确定最优滞后阶数为2，进行格兰杰因果检验结果如下：
NullHypothesis:
Obs
F-Statistic
Probability
LNGDPdoesnotGrangerCauseLNFDI
18
3.59585
0.04970
LNFDIdoesnotGrangerCauseLNGDP
1.25201
0.33811
由上表可以知道,在5%的显著性水平下,LNFDI是LNGDP的格兰杰原因。
而LNGDP不是LNFDI的格兰杰原因。
也就是说外商直接投资是引起浙江经济增长的原因。
这主要体现在,外商直接投资的流入直接促进浙江资本的形成,形成了新的生产能力,同时带动了相关配套投资,间接促进了浙江资本存量的增加,并且外商直接投资引进了先进的技术和管理,通过技术溢出效应间接地提高相关企业的劳动生产率。
但是反过来，经济增长不是引起外商直接投资的原因，GDP的增长不能吸引更多的FDI流入，经济增长在引进外资中并没有起着促进作用，所以我们可以在相当大的概率程度上认为FDI流入量的增加引起GDP的增长的因果性更强。
四、结论及建议
（一）结论
从上面的实证分析可以看出,FDI与浙江的经济增长之间有着显著的关系,FDI对于我国经济的高速稳定的发展起了重要的推动作用。
但是,近几年来,国际直接投资的特点发生了很大的变化,各省争取外资的竞争更加激烈,使得我省在吸引外资的同时也面临着很大的挑战。
因此目前应千方百计地扩大开放，积极招商引资，不断提高利用外资，尤其是外商直接投资的规模和质量。
同时，要加大对外商投资企业的管理，鼓励外资企业多出口制成品，少进口国内可以替代的原材料和机器设备；
鼓励外资投向固定资产，提高企业生产能力和产品竞争优势。
真正做到大规模、高质量引资，最大限度地发挥外商直接投资对经济增长的促进作用。
当前浙江在利用外商直接投资过程中所存在的问题及不足：
1.投资领域还是比较窄,制约浙江产业结构升级。
2005年服务业利用外资比重为19%,同比增长62.5%,增幅虽然比较大,但仍主要集中在传统服务领域。
其中房地产所占比重仍高达8%,需要大力引进外资投向知识密集型服务业。
外资投向制造业比重偏大（占总数的78.6%），而浙江发展相对滞后的科学技术研究、现代物流、技术服务、金融服务等服务业利用外资严重不足。
2.管理水平不高,资产业布局缺乏规划,阻碍产业关联效应的有效发挥。
浙江利用外资产业布局缺乏规划,类似产业未能有效集聚,引资时很少考虑引进的外资与当地优势产业之间是否存在关联性。
这将制约外资企业的产业关联效应的发挥,制约上下游产业的发展,制约一个完整的产业链的逐步形成。
3.产业组织结构层次低。
20多年来浙江利用外商直接投资在更大程度上是一个“量”的积累过程,提高外资质量是浙江产业结构调整和在更高层次上参与国际经济技术合作的重要途径。
（二）吸引及利用外资的建议
如何在当前国际、国内背景下扩大吸引外资的力度?
我们认为可以从以下几个方面考虑:
第一,坚持不懈地优化外商投资环境。
从上面实证分析知道,经济增长并不是引起FDI的原因,实际上促进外商直接投资增加的关键因素在于投资环境,因此投资环境的好坏将决定浙江与江苏、上海在引进外资的竞争地位,所以应该进一步加强浙江基础设施的建设。
第二,促进现有外商投资企业做大做强,形成更加明显和更强大的企业集群效应和产业集群效应。
促使外商投资企业与本国企业形成有效的关联,并使先进的知识、技术、管理经验和企业文化移植到本国企业,促进本国企业国际化,以增强国际竞争力。
第三,通过调整浙江优化吸收外资结构,带动浙江产业结构的优化调整。
增强国际竞争力,增强浙江经增长后劲。
同时进一步优化外商直接投资地区结构,实现全省地区间经济增长的均衡发展。
对浙江利用外商直接投资的建议：
1.就政府而言,政府最重要的就是要切实转变政府职能,改善投资环境。
投资环境是外商考虑是否对一个地区进行投资的重要因素。
投资环境的改善通过两个方面来完成,即硬环境和软环境。
在硬环境上,政府应加强基础设施的建设。
要加强环境型基础设施建设,加快工业基础建设,加快配套加工业和装备制造业的发展。
软环境主要包括社会环境、信用环境、人文环境和竞争环境。
作为政府,首先是为投资者提供公平的竞争环境,保护投资者合法权益,将招商引资工作重点转移到依法行政、提高政府办事效率和诚信、创造公平的市场竞争环境上来。
其次是要切实提高服务水平,确保信息对称。
2.产业结构和产业布局调整思路。
（1）引导外资产业流向,促进外资企业产业关联效应的发挥。
（2）制定现代服务业发展规划,完善引资配套政策。
（3）利用“总部经济”原理,加强与推动跨国公司在浙设立地区总部和采购公司,引导省内中小企业进入全球生产体系。
浙江中小企业的产品具有国际竞争力,缺少的是全球市场网络。
引进地区总部和采购公司,正是要营造这样的全球市场网络,使其成为全球生产与服务体系的中转机构,通过购买、供货等关系,沟通中小企业与国际市场的联系,使浙江数目庞大的中小企业成为世界级的零部件制造商或服务提供商。
（4）统筹区域经济发展,加大欠发达地区引资力度。
在欠发达地区开展多层次、多渠道和多形式的招商引资活动,进一步放宽投资领域,降低投资门槛,不断改善投资软环境和产业配套条件,提高服务水平,对外商投资企业在税收、融资等方面提供优惠政策,着力引进劳动密集型和资源加工型外资项目,逐渐形成外商投资由浙东北沿海向浙西南梯度转移,缩小地区利用外资
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