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【摘 要】外商直接投资(FDI)己经成为推动全球经济增长的重要力量之一。外商直接投资的引入，对当地投资、就业、技术进步、出口贸易、国际收支等国民经济各方面产生综合影响。本文首先对江苏省引进外商直接投资的现况进行了分析，接着运用Eviewss5.0软件对江苏省GDP和FDI进行协整关系检验及Cranger因果关系检验，对二者的关系进行了实证分析，分析结果表明两者之间存在正向的协整关系及不同滞后期的Cranmger因果关系，同时两者间有长期稳定的均衡关系，最后在此基础上提出了提高江苏省投资促进绩效的政策建议。
【关键词】外商直接投资；协整检验；Cranger因果检验
中图分类号：F71
文献标识码：A
文章编号：1009-8283(2009)03-0012-02
江苏省自上世纪90年代以来，利用外商直接投资取得了一定的成绩，成为全国引资的优秀典范。FDI的流入弥补了江苏省建设资金的不足，引进了一大批先进适用技术，促进了外贸进出口事业的发展。那么，外商直接投资对江苏省经济增长到底起多大作用?外商直接投资与江苏省经济增长之间是否存在因果关系等一些问题，如果能通过实证分析阐述这些问题，将对江苏省的引资策略起到积极的支持作用，同时也是对过去多年来利用外资经验的总结。
1 江苏省FDI现状
江苏省对外开放起步早，开放程度比较高，是中国吸收外资最多的省份之一。历年外商直接投资所占引资比重高达90%以上，FDI对经济发展的影响远甚于外商间接投资。
截止2003年底，累计外商投资项目5.7万个，累计协议利用外资1507.5亿美元，累计实际利用外资853亿美元，其中外商直接投资776.5亿美元，且成逐年递增趋势。苏南、苏中、苏北实际利用外商直接投资存在巨大的差距。苏南五市自 1992年来实际利用外资占全省实际利用外资的80%以上；苏中、苏北占全省实际利用外资的比重则很小。工业累计实际利用外商直接投资占本省累计实际利用外商直接投资的83%，到目前为止，全省高新技术产业产值占规模以上工业产值的17%，其中90%来自外商投资企业。
2 FDI与江苏省经济增长关系的实证分析
2.1 数据来源与处理
鉴于FDI于1985年首次进入江苏省，本文的的样本期间设定为1985～2007年，样本数据共23个，江苏省FDI及GDP年度数据均来自于《江苏省统计年鉴》各期。由于1994年人民币汇率并轨及2005年7月人民币汇率制度改革均导致人民币对美元汇率大幅度变动。因此，本文将各年外商直接投资额按当年时间加权平均汇率折算为以亿元人民币为单位，同时由于对数据取对数不会改变变量间平稳关系，又能消除样本数据的异方差性，因此对数据取对数记为LNFDI、LNGDP。
2.2 序列的单位根检验
分别对LNFDI和LNGDP 作单位根检验如下表1，ADF统计的检验值为-2.387739，其值均大于1%，5%，10%的显著性水平下的临界值，故不能拒绝原假设，因此接受原假设，即LNFDI 是一个非平稳的序列。而对其做一阶差分序列的单位根检验，由于ADF统计检验值-7.325261，其值明显小于不同检验水平的三个临界值，故拒绝原假设，既LNFDl(-1)序列不存在单位根，是平稳序列。故LNFDI为一阶单整序列。同样的，对于LNGDP做差分也为平稳序列。
2.3 协整检验
由于LNFDI 和LNGDP 差分序列都是平稳的，对其做协整检验。
检验：第一步先对变量进行OLS回归做计LNGDP对LNFDI 的回归方程如下：
LNGDP = 7.090116842 + 0.2479007945*LNFDI
(29.17971) (6.197310)
第二步检验残差序列是否平稳，对协整回归方程估计残差序列e进行ADF检验，检验结果如下表1：由表1可知，残差e的ADF检验统计量值为-7.322519，小于三个显著性水平下的检验值，故拒绝原假设，即残差序列e没有单位根，是平稳序列。这说明
LNGDP与LNFDI之间具有协整关系。
而对于序列LNFDI 和LNGDP 的Johansen协整检验结果表明，在5%显著水平下，变量之间存在着长期均衡的关系，这意味着FDI和江苏省GDP 之间存在着长期的相互关系，但这并不能表示它们之间的因果关系。因此，还需要用因果检验方法分析二者的关系。
表1 ADF 检验结果
2.4 Granger因果检验
由于LNFDI和LNGDP存在着协整关系，并不能说明它们之间存在因果关系，而且它们反映的是一个静态的而非动态的行为。因此需要进行格兰杰因果关系检验如下表2：
表2 Granger因果关系检验结果
由结果可知，上述第一个假设条件：LNGDP不是LNFDI的因，其F-统计量为0.28029，显著性水平为0.88350，假设条件成立，由此可以得出，LNGDP不是LNFDI的因。即短期内江苏省的经济增长没有促进外商直接投资的增加，外商直接投资也没有带动江苏省经济的增长，两者彼此独立，相互间没有影响。而对于滞后5期，LNFDI是LNGDP的因，但LNGDP不是LNFDIR 因，说明FDI 对江苏省GDP的增长起到了推动作用。对于滞后6期，LNGDP是LNFDI的因，LNFDI是LNGDP的因。说明LNGDP和LNFDI 互为因果，相互促进。说明从长期来看，FDI对江苏省的GDP增长有促进作用，且GDP的增长，也拉动了FDI的增长，两者是相互促进，互为因果的关系。
因此，基于上述检验结果，本文认为有关部门引进FDI建立企业时，应该充分意识到FDI与GDP之间这种特定的关系，一方面，要了解外商直接投资滞后期与经济增长的相互影响，避免急于求成；另一方面，在不同的发展阶段制定与实施相应的政策措施，因为如果政策与发展阶段不一致，优势并不能充分发挥其效能。
3 政策建议
虽然江苏省FDI发展状况良好，，但同时江苏省FDI也存在严重的产业分布不平衡、区域分布不平衡的问题。这些问题就极有可能导致FDI的非良性增长，就经验数据来看江苏省经济已经对FDI产生了一定的“依赖性”。由此，应采取的措施如下：
(1)即使FDI存在“挤出效应”，从整体利益出发我们还是应该大力引进外资。目前江苏省正处于发展开放型经济的关键时期，FDI对经济增长的带动作用显得尤为重要。因此，应该继续保持给予FDI的优惠政策，不断完善自身的引资体制，以全新的姿态积极主动的吸引FDI。
(2)随着江苏国民经济发展进入结构升级为主导的发展阶段，今后江苏利用外资应该将重点放在提高质量与综合效益上，力求通过利用外资提升技术层次和优化产业结构，促进经济社会和环境的协调发展。根据江苏省经济发展的阶梯性状态及趋势，强化区域政策导向，对中北部地区利用外商直接投资应给予更优惠的政策支持，加强中北部各个地区之间的经济协作。
(3)日益紧迫的资源环境压力，将是制约江苏经济社会发展的一个长期问题，苏招商要从原先注重资金到位率转向对项目质量的评价。充分发挥人力、人才和人文资源优势吸引外商投资，发展资源消耗低、环境污染小的集约型工业和环保产业。
参考文献：
[1]张晓峒.计量经济学软件EViews使用指南(第二版)[M].天津：南开大学出版社，2004.
[2]李子奈.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000.
[3]江锦凡.《外国直接投资在中国经济增长中的作用机制》.《世界经济》2004年
[4]萧政沈艳.《外国直接投资与经济增长的关系及影响》[J].经济理论与经济管理.2005，01.
[5]武剑.《外商直接投资的区域分布及其经济增长效应》[J].《经济研究》2001，04.
【关键词】外商直接投资；协整检验；Cranger因果检验
中图分类号：F71
文献标识码：A
文章编号：1009-8283(2009)03-0012-02
江苏省自上世纪90年代以来，利用外商直接投资取得了一定的成绩，成为全国引资的优秀典范。FDI的流入弥补了江苏省建设资金的不足，引进了一大批先进适用技术，促进了外贸进出口事业的发展。那么，外商直接投资对江苏省经济增长到底起多大作用?外商直接投资与江苏省经济增长之间是否存在因果关系等一些问题，如果能通过实证分析阐述这些问题，将对江苏省的引资策略起到积极的支持作用，同时也是对过去多年来利用外资经验的总结。
1 江苏省FDI现状
江苏省对外开放起步早，开放程度比较高，是中国吸收外资最多的省份之一。历年外商直接投资所占引资比重高达90%以上，FDI对经济发展的影响远甚于外商间接投资。
截止2003年底，累计外商投资项目5.7万个，累计协议利用外资1507.5亿美元，累计实际利用外资853亿美元，其中外商直接投资776.5亿美元，且成逐年递增趋势。苏南、苏中、苏北实际利用外商直接投资存在巨大的差距。苏南五市自 1992年来实际利用外资占全省实际利用外资的80%以上；苏中、苏北占全省实际利用外资的比重则很小。工业累计实际利用外商直接投资占本省累计实际利用外商直接投资的83%，到目前为止，全省高新技术产业产值占规模以上工业产值的17%，其中90%来自外商投资企业。
2 FDI与江苏省经济增长关系的实证分析
2.1 数据来源与处理
鉴于FDI于1985年首次进入江苏省，本文的的样本期间设定为1985～2007年，样本数据共23个，江苏省FDI及GDP年度数据均来自于《江苏省统计年鉴》各期。由于1994年人民币汇率并轨及2005年7月人民币汇率制度改革均导致人民币对美元汇率大幅度变动。因此，本文将各年外商直接投资额按当年时间加权平均汇率折算为以亿元人民币为单位，同时由于对数据取对数不会改变变量间平稳关系，又能消除样本数据的异方差性，因此对数据取对数记为LNFDI、LNGDP。
2.2 序列的单位根检验
分别对LNFDI和LNGDP 作单位根检验如下表1，ADF统计的检验值为-2.387739，其值均大于1%，5%，10%的显著性水平下的临界值，故不能拒绝原假设，因此接受原假设，即LNFDI 是一个非平稳的序列。而对其做一阶差分序列的单位根检验，由于ADF统计检验值-7.325261，其值明显小于不同检验水平的三个临界值，故拒绝原假设，既LNFDl(-1)序列不存在单位根，是平稳序列。故LNFDI为一阶单整序列。同样的，对于LNGDP做差分也为平稳序列。
2.3 协整检验
由于LNFDI 和LNGDP 差分序列都是平稳的，对其做协整检验。
检验：第一步先对变量进行OLS回归做计LNGDP对LNFDI 的回归方程如下：
LNGDP = 7.090116842 + 0.2479007945*LNFDI
(29.17971) (6.197310)
第二步检验残差序列是否平稳，对协整回归方程估计残差序列e进行ADF检验，检验结果如下表1：由表1可知，残差e的ADF检验统计量值为-7.322519，小于三个显著性水平下的检验值，故拒绝原假设，即残差序列e没有单位根，是平稳序列。这说明
LNGDP与LNFDI之间具有协整关系。
而对于序列LNFDI 和LNGDP 的Johansen协整检验结果表明，在5%显著水平下，变量之间存在着长期均衡的关系，这意味着FDI和江苏省GDP 之间存在着长期的相互关系，但这并不能表示它们之间的因果关系。因此，还需要用因果检验方法分析二者的关系。
表1 ADF 检验结果
2.4 Granger因果检验
由于LNFDI和LNGDP存在着协整关系，并不能说明它们之间存在因果关系，而且它们反映的是一个静态的而非动态的行为。因此需要进行格兰杰因果关系检验如下表2：
表2 Granger因果关系检验结果
由结果可知，上述第一个假设条件：LNGDP不是LNFDI的因，其F-统计量为0.28029，显著性水平为0.88350，假设条件成立，由此可以得出，LNGDP不是LNFDI的因。即短期内江苏省的经济增长没有促进外商直接投资的增加，外商直接投资也没有带动江苏省经济的增长，两者彼此独立，相互间没有影响。而对于滞后5期，LNFDI是LNGDP的因，但LNGDP不是LNFDIR 因，说明FDI 对江苏省GDP的增长起到了推动作用。对于滞后6期，LNGDP是LNFDI的因，LNFDI是LNGDP的因。说明LNGDP和LNFDI 互为因果，相互促进。说明从长期来看，FDI对江苏省的GDP增长有促进作用，且GDP的增长，也拉动了FDI的增长，两者是相互促进，互为因果的关系。
因此，基于上述检验结果，本文认为有关部门引进FDI建立企业时，应该充分意识到FDI与GDP之间这种特定的关系，一方面，要了解外商直接投资滞后期与经济增长的相互影响，避免急于求成；另一方面，在不同的发展阶段制定与实施相应的政策措施，因为如果政策与发展阶段不一致，优势并不能充分发挥其效能。
3 政策建议
虽然江苏省FDI发展状况良好，，但同时江苏省FDI也存在严重的产业分布不平衡、区域分布不平衡的问题。这些问题就极有可能导致FDI的非良性增长，就经验数据来看江苏省经济已经对FDI产生了一定的“依赖性”。由此，应采取的措施如下：
(1)即使FDI存在“挤出效应”，从整体利益出发我们还是应该大力引进外资。目前江苏省正处于发展开放型经济的关键时期，FDI对经济增长的带动作用显得尤为重要。因此，应该继续保持给予FDI的优惠政策，不断完善自身的引资体制，以全新的姿态积极主动的吸引FDI。
(2)随着江苏国民经济发展进入结构升级为主导的发展阶段，今后江苏利用外资应该将重点放在提高质量与综合效益上，力求通过利用外资提升技术层次和优化产业结构，促进经济社会和环境的协调发展。根据江苏省经济发展的阶梯性状态及趋势，强化区域政策导向，对中北部地区利用外商直接投资应给予更优惠的政策支持，加强中北部各个地区之间的经济协作。
(3)日益紧迫的资源环境压力，将是制约江苏经济社会发展的一个长期问题，苏招商要从原先注重资金到位率转向对项目质量的评价。充分发挥人力、人才和人文资源优势吸引外商投资，发展资源消耗低、环境污染小的集约型工业和环保产业。
参考文献：
[1]张晓峒.计量经济学软件EViews使用指南(第二版)[M].天津：南开大学出版社，2004.
[2]李子奈.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000.
[3]江锦凡.《外国直接投资在中国经济增长中的作用机制》.《世界经济》2004年
[4]萧政沈艳.《外国直接投资与经济增长的关系及影响》[J].经济理论与经济管理.2005，01.
[5]武剑.《外商直接投资的区域分布及其经济增长效应》[J].《经济研究》2001，04.