外商直接投資對廣東省經(jīng)濟增長的實證分析

1、    外商直接投資對廣東省經(jīng)濟增長的實證分析    蔣雨生 孟玉基 符家維摘 要：運用stata軟件，通過adf、協(xié)整和格蘭杰因果檢驗，對廣東省fdi與gdp增長之間的關系進行研究。首先，協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)二者之間存在長期均衡關系。長期來看，廣東省gdp對外商直接投資的彈性是0.9114。最后，通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)滯后1期時，外商直接投資是廣東省gdp的格蘭杰原因;滯后2期則相反，廣東省gdp是fdi的格蘭杰原因。隨著廣東省利用外商直接投資金額的增加，發(fā)現(xiàn)廣東省在使用外商直接投資的時候還存在區(qū)域分布嚴重不均衡、第二產(chǎn)業(yè)占比過高等問題。因此，今后需要格外注意

2、外商直接投資的區(qū)域均衡分布和產(chǎn)業(yè)引導問題。關鍵詞：外商;直接投資;經(jīng)濟增長;協(xié)整檢驗;格蘭杰因果：f127        文獻標志碼：a      ：1673-291x（2021）12-0007-03引言研究數(shù)據(jù)顯示，我國吸收外商直接投資連續(xù)十幾年位于發(fā)展中國家第一名，在2017年我國實際使用外商直接投資額達到了3 502.32億美元。另外，我國區(qū)域經(jīng)濟也呈現(xiàn)出連續(xù)增長，這引起了全世界人們的廣泛關注。從我國地理位置來看，東部沿海地區(qū)有非常大的地域優(yōu)勢，其中廣東省就是東部沿海地區(qū)中擁有地理優(yōu)勢的“佼佼者”，而且廣東省還擁有著巨

3、大的市場和人力資本，因此近年來，大批外商前往廣東進行投資。因此，本文經(jīng)過對廣東省經(jīng)濟增長與外商直接投資之間的關系進行剖析，希望能夠發(fā)現(xiàn)它們之間的相互影響機制，為廣東省更好地運用外商直接投資，促成經(jīng)濟增長提供有效的對策。一、廣東省外商直接投資的基本情況（一）廣東省外商直接投資的總體規(guī)模改革開放以來，通過實施一系列積極優(yōu)惠的戰(zhàn)略方針來吸引外商進行投資，使得外商直接投資數(shù)額大幅度增加。廣東省在吸引外商投資方面具有特別的優(yōu)點：地處東部地區(qū)，有著得天獨厚的地理位置;相對寬松靈活的政策環(huán)境;優(yōu)越的基礎設施等等。2017年廣東省fdi比2010年增長了13.06%，比1980年的12 320萬美元增加了18

4、493.08%。可以將廣東省外商直接投資分為兩個階段。第一階段19851991年，廣東省每年吸引的fdi金額有限，雖然總體呈現(xiàn)出增長的態(tài)勢，但是上升幅度不大，這一階段的最大金額出現(xiàn)在1991年，為182 286萬美元。第二個階段是19922017年，時間跨度有點大，但是該階段廣東省實際利用外商直接投資整體呈現(xiàn)大幅度上升趨勢，雖然個別年度有所下降，然而總體趨向還是大幅度上升的，2015年實際運用fdi數(shù)額最大，達到2 687 546萬美元，是1991年實際利用外商投資額的14.74倍。（二）廣東省外商直接投資的行業(yè)分布通過查找數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，2018年廣東省fdi的運用主要集中在第二產(chǎn)業(yè)，其中以制造業(yè)

5、為主，占fdi總額的35.87%。其次fdi使用在第三產(chǎn)業(yè)，以租賃和商務服務業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)為主，分別占fdi總額的16.66%和16.19%。外商直接投資用在第一產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的租賃和商務服務業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)的總額占外商投資總額的68.97%，外商直接投資用在第一產(chǎn)業(yè)比較少。（三）廣東省外商直接投資的空間分布分別從廣東省各市fdi項目數(shù)和金額來分析。首先，從項目數(shù)來看，2018年廣東省的深圳、廣州、珠海累計項目數(shù)量達到了24 180個，占了全省總項目的67.59%。其中深圳項目數(shù)為14 832個，占全省總項目的41.46%。其次，2018年廣東省的深圳、廣州、珠海分別占全省實際利用外商直接投

6、資總額的35.53%、27.28%、10.79%，三個市累計占全省實際利用外商直接投資總額73.6%?？梢姡琭di在廣東省內(nèi)的分布極不均衡，外資大多集中在廣州以及經(jīng)濟更發(fā)達、交通便利的地區(qū)如深圳、珠海，省內(nèi)其余地區(qū)的外資投資比較少。二、廣東省利用fdi與經(jīng)濟增長的實證分析（一）數(shù)據(jù)的選取為了進一步準確研究廣東省fdi于經(jīng)濟增長的關系，本文從廣東統(tǒng)計年鑒（2019）中選取了19792017年廣東省地區(qū)生產(chǎn)總值和廣東省實際利用外商直接投資額的數(shù)據(jù)進行研究。（二）變量的平穩(wěn)性adf檢驗在進行時間序列分析之前，先進行平穩(wěn)性檢驗。本文用stata軟件做adf檢驗，檢驗廣東省gdp和fdi序列的平穩(wěn)性。由

7、于自然對數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)可以減弱序列中的異方差，且不影響原始變量之間的協(xié)整關系，所以首先對gdp和fdi進行對數(shù)化處理，用lngdp和lnfdi代替。adf檢驗得，當置信度為5%，lnfdi和lngdp各自的adf統(tǒng)計量分別為-1.566和-0.782，都大于5%臨界值-3.56，兩個變量都是非平穩(wěn)序列;dlngdp和dlnfdi是對lnfdi和lngdp進行一階差分后的變量，對dlngdp和dlnfdi再進行adf檢驗，dlngdp和dlnfdi的adf統(tǒng)計量分別為-3.612和-5.068，都小于5%的臨界值-3.556，表示dlngdp和dlnfdi都是平穩(wěn)序列。所以，lngdp和lnf

8、di都是一階單整過程，可以進一步進行協(xié)整分析。（三）協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗的前提是各變量必須是同階單整。lngdp和lnfdi屬于同階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提，接著，采用“engle granger兩步法”來對兩個變量進行協(xié)整檢驗。第一步對lngdp和lnfdi進行ols回歸分析，得到lngdp和lnfdi的回歸方程（保留四位小數(shù)）：lngdp是被解釋變量，lnfdi是解釋變量，lnfdi的p值為0.0000小于0.0001，故置信度達到99.99%以上，則lngdp和lnfdi線性關系顯著。dw用于判斷數(shù)據(jù)是否存在自相關性，于是在stata中輸入命令estat dwatson得到dw數(shù)據(jù)。dw=0

9、.206，數(shù)值太小，說明數(shù)據(jù)存在自相關性，因而分別加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素，對lngdp和lnfdi之間的協(xié)整關系重新進行估計，得到如下方程：接下來對方程（2）的殘差ut進行adf平穩(wěn)性檢驗，得到adf=-2.003，5%臨界值為-1.950，1%臨界值為-2.647。這說明在5%的置信度下，-2.003<-1.950，即adf值小于臨界值，殘差ut為平穩(wěn)序列。因此，可以得出結論廣東省gdp與外商直接投資之間存在協(xié)整關系。先將lngdp與lnfdi的協(xié)整方程寫成如下形式：由方程（4）可得，長期來說，廣東省lnfdi每變動1%個單位，lngdp會同方向變動0.9114%個單位，說

10、明了廣東省gdp與fdi之間具有顯著的正相關性。從彈性角度來說廣東省gdp對fdi的彈性是0.9114。通過以上結論，可以認為廣東省利用fdi對其經(jīng)濟增長的影響較大。（四）格蘭杰因果檢驗由協(xié)整檢驗可得在5%的顯著性水平下，序列gdp與fdi之間存在著協(xié)整關系。但是他們的因果關系，僅僅通過前面的協(xié)整檢驗是得不出結論的，所以進行格蘭杰因果檢驗，得到以下結果。在5%置信度下滯后1期時，原假設是外商直接投資不是廣東省gdp的格蘭杰原因，p=0.0025，小于5%，拒絕原假設，外商直接投資是廣東省gdp的格蘭杰原因。滯后2期時，原假設是廣東省gdp不是外商直接投資的格蘭杰原因，p=0.0093，小于5%

11、，拒絕原假設，廣東省gdp是外商直接投資的格蘭杰原因。在滯后3期以上時，外商直接投資和廣東省gdp互不為格蘭杰因果關系。同時，從滯后1期和滯后2期結果可以看出，廣東省對fdi的運用會促成廣東省經(jīng)濟的增長，經(jīng)濟增長之后的廣東省在吸引外商直接投資方面更具有優(yōu)勢，從而促進廣東省更好地利用fdi，于是gdp和fdi兩者之間形成了一種互相促進、良性循環(huán)的狀況。三、結論與建議（一）結論本文選取了19792017年廣東省gdp和fdi的數(shù)據(jù)進行實證分析。首先，adf檢驗發(fā)現(xiàn)廣東省gdp與fdi的對數(shù)序列是非平穩(wěn)的，一階差分后平穩(wěn)，滿足協(xié)整檢驗的前提，于是繼續(xù)進行協(xié)整分析。其次，協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)廣東省gdp和fd

12、i之間具有顯著正相關性，存在長期均衡關系。長期來說，廣東省gdp對fdi的彈性是0.9114，表明廣東省lnfdi每增加1%，lngdp將同方向變動0.9114%。最后，格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，滯后1期時fdi是gdp的格蘭杰原因，滯后2期時gdp是fdi的格蘭杰原因，說明fdi的運用會促成廣東省經(jīng)濟的增長，這導致廣東省在吸引外商直接投資方面更具有優(yōu)勢，于是gdp和fdi之間形成一種互相促進的狀況。對廣東省fdi使用情況梳理后發(fā)現(xiàn)，雖然2017年廣東省fdi比1980年的1.23億美元增加了18493.08%。但從各行業(yè)的情況來看，廣東省fdi在第二產(chǎn)業(yè)占比過高且集中在制造業(yè)。從空間分布來看，fd

13、i主要集中在深圳、廣州、珠海，這三個市占了全省fdi的73.6%。因此，廣東省在引進外商直接投資時，為了保證其在行業(yè)分布和空間分布上的均衡性需格外注意產(chǎn)業(yè)引導和區(qū)域分流。（二）建議本文給出以下幾個建議，以期促進廣東省吸引外商直接投資的落戶。1.提高廣東省勞動力的素質(zhì)，積累人力資本?？鐕镜倪M入能夠給本土帶來很多好處，比如先進的技術。而勞動力素質(zhì)的提升和人力資本的積累，都有助于吸收跨國公司的技術溢出。而且有經(jīng)驗研究表明，反向技術溢出也是吸引跨國企業(yè)落戶的一個重要原因。2.提高利用外資的質(zhì)量?？鐕镜倪M入在帶來利益的同時也會帶來一些問題，比如有些跨國公司的落戶給當?shù)貛砀呶廴竞透吣芎?，造成以環(huán)

14、境換資金的情況，如果持續(xù)放任下去，這樣的外商直接投資會極大地破壞當?shù)氐沫h(huán)境。從改革開放的發(fā)展來看，粗放型的經(jīng)濟增長方式已經(jīng)對生態(tài)和環(huán)境造成了巨大的破壞。因此，為了將來的可持續(xù)性發(fā)展，在利用外資時，應適當性地吸收低能耗、低污染的高技術企業(yè)。3.完善公共基礎設施等配套設施?；A設施屬于硬環(huán)境，不僅是硬環(huán)境，在軟環(huán)境改善方面，包括法律法規(guī)的完善、市場經(jīng)濟的建立和國家制度質(zhì)量的提高等，這些軟環(huán)境的改善和提升，也會有助于吸引外商直接投資的進入。硬環(huán)境和軟環(huán)境兩方面都要兼顧，才能提高吸引外資的綜合實力。參考文獻：1  潘志華.外商直接投資對江西省經(jīng)濟增長影響的實證分析j.科技經(jīng)濟市場，2016，

15、（12）：61-63.2  彭齊超.外商直接投資與民族地區(qū)經(jīng)濟增長的實證研究以貴州省為例j.貴州民族研究，2014，（1）：133-136.3  郭志儀，楊曦.外商直接投資對中國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長作用機制的差異1990-2004年地區(qū)數(shù)據(jù)的實證檢驗j.南開經(jīng)濟研究，2008，（1）：75-86.4  杜峰.外商直接投資對中國區(qū)域經(jīng)濟增長的影響j.營銷界，2019，（12）：60-61.5  汪發(fā)元，常春華.外商直接投資對湖北經(jīng)濟增長影響的實證分析j.武漢大學學報：哲學社會科學版，2010，（1）：151-155.abstract：this pape

16、r uses stata software to study the relationship between fdi and gdp growth in guangdong province through adf，cointegration and granger causality test.first，cointegration test found that there is a long-term equilibrium relationship between the two.in the long run，the elasticity of gdp to fdi in guan

17、gdong province is 0.9114.finally，through granger causality test，it is found that fdi is the granger cause of gdp in guangdong province when the lag period is 1;on the contrary，gdp is the granger cause of fdi in guangdong province when the lag period is 2.with the increase of the amount of foreign direct investment in guangdong province，it is found that the regional distribution is seriously unbalanced and the proporti