外商直接投资与惠州地区经济增长的关系研究.docx

外商直接投资与惠州地区经济增长的关系研究王琼 , 郑森武(惠州学院 经济管理系 , 广东 惠州516007)摘 要 : 20世纪 90年代以来 ,中国的外商直接投资规模不断扩大 ,惠州市作为珠三角地区的重要城市 ,近几年也成为国际投资的热点 。文章在惠州市利用外资的现状与特征的基础上 ,运用单位根检验 、Grange r因果关系检验 等实证方法及建立计量经济学模型研究惠州市 1985 - 2005年期间外商直接投资与经济增长的关系 。结果表明 : 外 商直接投资对惠州市经济增长有巨大推动作用 ,外商直接投资增加 1 % ,地区生产总值增加 0166% 。关键词 :外商直接投资 ;惠州地区 ;经济增长 ;单位根检验中图分类号 : F83216文献标识码 : A文章编号 : 1671 - 5934 ( 2008 ) 05 - 0026 - 0620 多年的改革开放 , 中国外商直接投资 ( FD I) 规模不断扩大 , 惠州市凭借自身良好的区位条件和经济 环境 ,已成为外商投资的热点 。外资的流入 ,缓解了惠州经济发展进程中的就业压力和资本短缺问题 , 促进了外向型经济的迅猛发展 ,使惠州经济走上了工业化 、 市场化 、国际化三位一体的发展道路 。20 世纪 90 年 代 以 来 , 惠 州 经 济 发 展 迅 速 , 地 区 GD P由 1985 年的约 13175 亿元人民币提高到 2006 年 的约 935 亿元人民币 。与此同时 , 惠州市在吸引和利用外 商 直 接 投 资 方 面 稳 步 发 展 。外 商 直 接 投 资 从1985 年的 6222 万美元增长到 2006 年的 151376 万美但实际情况尚需通过实证分析进行检验 。本文通过建立 Granger因果关系检验来分析惠州市地区生产总值 与外商直接投资之间的关系 。一 、惠州市利用外商直接投资的现状和特征外商对一个地区投资项目规模和领域的选择 , 证明了这一地区资源与市场的吸引力 ; 外商投资的持续 发展 ,则表明了政策的延续性和市场的稳定性 。(一 )外商直接投资的投资方式分析目前 ,惠州市利用外商直接投资方式主要有中外 合资 、中外合作 、外商独资 、外商投资股份及加工装配五种基本形式 。见表 1: 1 元 。 从直观上可以看出惠州市 GD P 与外商直接投资额之间有着共同的增长趋势 ,呈现出较强的正相关性 ,表 1 惠州 2 00 0 20 06 年外商直接投资方式外商直接投资方式单位 : 宗 、万美元2000 年2001 年2002 年2003 年2004 年2005 年2006 年实际利用金额实际利用金额实际利用金额实际利用金额实际利用金额实际利用金额实际利用金额项目项目项目项目项目项目项目外商直接投资总额47710501644611801557813264858116903572193134659128390489104518合资经营合作经营 独资经营44321621505814373538885036176259019688604265828319245411185271815551132151026953377763871245027046273231069651445938215192864044收稿日期 : 2008 - 06 - 05作者简介 :王 琼 ( 1979 -) ,女 ,湖北公安人 ,讲师 ,主要研究方向为财务管理 。27第 5期王 琼等 : 外商直接投资与惠州地区经济增长的关系研究(续表 1)外商投资股份加工装配12381239216971842200017324440193283321722990612024203资料来源 : 20012007年惠州市统计年鉴 。因 2007年统计年鉴中是分地区 (国别 )和县区及分行业对外商投资情况的划分 ,没有按投资方式划分的统计 ,所以在表中没有和往年比较 。表 1 显示了 2000 2005 年惠州市外商直接投资方式分布结构的变化 , 从表中可以看出合资和独资 企业 、加工装配企业在外商直接投资份额中占有绝对优势 ,特别是独资企业发展迅猛 ,占据主体地位 。2000年 ,独资经营投 资金 额 占 总比 重 的 半壁 江 山 , 达 到了51131 % ,到了 2005 年 , 这 一 比 重 为 49188 % , 略 有 下 降 。2005 年 ,合资经营投资金额为总比重的 29177 % ,合作经营仅为 1150 % , 外商投资股份只 有 一 宗项 目 ,发生在 2003 年 , 投资金额为 2381 万美元 。加工装配 为 18185 % 。而在 2000 年 , 合资经营为 14134 % , 合作经营为 13169 % ,加工装配为 20166 % 。 (二 )外商直接投资的资金来源分析 从外商直接投资的国别和地区来看 ,来自香港 、维尔京群岛 、日本的外资持有较高存量 。在图 1 中 , 2005年 ,来自香港的外资有 86688 万美元 ,占外商直接投资 的 44 % ,来自维尔京群岛和日本的资金分别为 51861万美元和 49369 万美元 , 分别占外商直接投资的 26 %和 25 % ,而包括台湾 、韩国 、马来西亚 、新加坡 、美国等 国家 (地区 ) 加起来的外商直接投资额 为 10558 万美元 ,占资金总量的 5 % 。(三 )外商直接投资方向及行业投向分析目前 ,外商直接投资已遍及惠州市国民经济多个 行业和部门 ,在第二产业中 ,外商投资企业已占据十分重要的地位 。1. 产业结构分析表 2 中 ,从项目合同数的产业分布看 ,外商投资的 投向大体呈现出第二产业占主体 ,第三产业居其次 ,第一产 业 最 少 的 格 局 。 2005 年 二 三 产 业 份 额 分 别 是84194 %和 11 % 。合同外资金额也集中投向第二 、第三 产业 , 第一产业在外资项目数量和合同外资金额中的比重微小 。随着产业政策的不断调整 , 外商在第二产业的投资仍将保持主体地位 , 第三产业外商投资的比 例 ,由于国家正逐步放宽金融 、保险 、商业等领域对外商投资的限制 ,将有一定程度的提高 。2. 行业结构分析图 1 2 00 5 年惠州外商直接投资资金来源结构图由外商直 接投 资 的 行业 布 局看 , 制造 业 、房 地 产业 、住宿 和 餐 饮 业 是 外 商 投 资 的 主 要 行 业 。截 止 到2005 年底 ,这三大行业累计吸纳外商直接投资实际额107308 万美元 ,占全市外商直接投资 93192 % 。其中 ,制造业吸纳外商投资 86678 万美元 , 占 75187 % , 居各 行业 之 首 ; 房 地 产 业 吸 纳 投 资 13507 万 美 元 , 占11182 % ; 住 宿 和 餐 饮 业 吸 纳 投 资 7123 万 美 元 , 占6123 % ,其余各行业的引资规模较小 。由表 2 显示的 行业投向来看 , 制造业 、房地产业和住宿 、餐饮业吸纳外商直接投资比重之和达 93192 % ,产业集中度较高的 特征仍然明显 。(四 )外资在惠州的区域分布状况惠州市辖 有 惠城 区 、惠 阳 区 、大 亚 湾 三 区 和 惠 东 县 、博罗县及龙门县三县 。从图 2 可以看到 ,外商直接 投资集中分布在惠城区 、大亚湾区沿海地区 。由于地 缘因素 、经济基础 、科学技术等因素的不同 , 惠州市外 资沿着主要 经济 干 线 从东 向 西 逐渐 过 渡 。如图 2 所 示 , 2002 年惠城区 、惠东县 、博罗县三县区利用外资分 别为全部利用外资的 44174 % 、13162 % 、18119 % 。而 到了 2005 年 ,惠城区 、大亚湾区和惠东县占据了前三 位 ,分别是 33194 % 、30149 % 、12188 % 。由于地理环境 的因素 ,龙门县利用外资最少 , 可喜的是 , 在地方政府 的招商引资政策下 , 2005 年利用外资达到了 2663 万美 元 ,相对于 2004 年的 943 万美元 ,增长了 184140 % 。28惠州学院学报 (社会科学版 )2008年第 28卷表 2 2 0 05 年惠州外商直接投资行业按行业分本年登记企业数 (户 )本年投资总额 (万美元 )本年注册资本 (万美元 )单位 :户 、万美元 外方农 、林 、牧 、渔业制造业 建筑业交通运输 、仓储及邮电通信 信息传输 、计算机服务和软件业批发和零售业住宿和餐饮业 房地产业 租赁和商务服务业 居民服务和其他服务业文化 、体育和娱乐业 总 和204221324824851498483015707418116903134859780619896696274039211158241493027181718413461971231375543711813912609415948667810932824361971231350736389737114252资料来源 : 2006年惠州市统计年鉴 。(二 )数据来源与变量本文采用国内生产总值 ( GD P)作为衡量经济增长 的指标 ,用外商直接投资额作为衡量投资的指标 。数 据来源于表 3 ,时间跨度为 1985 - 2005 年 。(三 )单位根检验 由于时间序列数据往往存在非平稳性 , 直接对两个非平稳的时间序列进行回归 ,可能引起误回归 ,因此 有必要对数据进行平稳性检验 。检查序列的平稳性可二 、FD I对经济增长影响的理论陈述及经济计量模型设计(一 )相关性分析相关分析主要用于确定两个变量之间是否存在密 2 切的线性关系以及这种关系的密切程度 。 如果变量间的相关程度很高 , 还可以通过绘制散点图判断因变 量和自变量之间有无明 显 线 性关 系 。从 惠州 市 GD P总量和外商直接投资相关性的散点图 (图 3 ) 可以基本判定 GD P 总量和外商直接投资之间存在着较强的线 性相关 ,相关系数达到 019296。对于两者之间是否存 在明确的因果关系必须通过相关检验获得 , 本文运用 3 以直接使用单位根检验 。 在这里采取的检验方法是AD F检 验 。从 表 4 可 以 看 出 L nGD P 的 AD F 值 大 于5 %显著性水平的临界值 , 表现为非平稳 , 而 L nFD I的 AD F值小于 5 %显 著 性 水 平 的 临 界 值 , 表 现 为 平 稳 。 对 L nGD P 和 L nFD I分别进行一阶 差分 后 的 L nGD P和 L nFD I也表现为非平稳 。Grange r因果关系检验法等方法对 1985 - 2005 年与外商直接投资之间的关系进行深入分析 。GD P图 2 20 02 - 2 00 5 年惠州各地区利用外资情况图表单位 :万美元29第 5期王 琼等 : 外商直接投资与惠州地区经济增长的关系研究图 3 19 85 - 2 00 5 年惠州 GD P 与 FD I相关性的散点图 单位 :亿元19 85 - 20 05 年惠州市 GD P 与 FD I数据表 4 外商直接投资 FD I国内生产总值 GD P年份19851986198719881989199019911992199319941995199619971998199920002001200220032004金额 (美元 )160018021503817892051913620754353766177478877888349099096855970269838310501611801513264816903593134当期汇率219373145331722317223176541783513235151651762816198135181314812981279812788127981277812778127781277金额 (人民币 )469912622213065594116630438151634656182591527148811047315421951341016355941178867984018637418521734756490186802927195803278125481441414748694271464976810115510979271496139910216957708701118单位 :万元137464166334224107323416390768487913614253841348132965218007072304263271841232286993560062392369644034504803938525203659097726864489 2005 195463 81194 16016231822 8034283 表 4AD F 检验结果表变量检验类型AD F临界值结 论L nGD PL nFD IL nGD PL nFD I( c, t, 1)( c, t, 1) ( c, t, 1)( c, t, 1)- 21441503- 31190080- 11703392- 11888309- 310294 ( 5 % )- 310294 ( 5 % )- 310400 ( 5 % )- 310400 ( 5 % )非平稳平 稳 非平稳 非平稳30惠州学院学报 (社会科学版 )2008年第 28卷两者之间的关系通过回归方程表示为 : L nGD P = +L nFD I + u, 方程中的 、为待估参数 , u 为随机误差 项 。首先对 L nGD P和 L nFD I进行最小二乘法估计 ,结 果如下 :三 、FD I与 GD P 模型的建立为了考察 FD I对 GD P的影响 ,我们以 L nFD I作为 解释变量 , L nGD P作为被解释变量 ,采用回归方程进行 定量分析 。模 型 选 取 的 样 本 区 间 为 1985 - 2005 年 。D ep enden t V a riab le: LN GD PM e thod: L ea st Squa re sD a te: 12 / 16 / 07 Tim e: 09: 37Samp le: 1985 2005Inc luded ob se rva tion s: 21V a riab leCoeffic ien tStd. E rro rt - Sta tisticP rob.016555296111768901926724019228680136558721539423- 716155590104228801528126M ean dep enden t va rS1D. dep enden t va r A ka ike info c rite rion Schwa rz c rite rionF - sta tistic15150144111583760100000100001412104611316353019157681101524624012945LN FD IC R - squa redA d ju sted R - squa redS. E. of regre ssionSum squa red re sidLog like lihood D u rb in - W a tson sta t 01551977 P rob ( F - sta tistic) 01000000 方程表达式为 : L nGD P = 0165552909683 L nFD I +61117688968从经济意义考虑 ,参数估计量的值大于零 ,即 0 ,表明外商直接投资和 GD P 成正相关关系 ,这是符合 实际情况的 。从统计的角度看 , R - squared = 01926724 ,A d ju sted - R - squared = 01922868 方程拟合优度比较 高 ,总体显著性较好 , 对于变量的显著性 , 当 = 0105时 , t分布临界值是 t 0105 ( 19 ) = 15150144 , 可见在显 著性水平为 0105 的情况下 ,变量 L nFD I显著 。 5 四 、G ra n g e r因果关系检验根据经济理论 , 外商直接投资与经济增长之间的 相关关系既有可能是外商直接投资促进经济增长 , 又 有可能是经济增长促进外商直接投资 , 或者是两方面 兼有 。外商直接投资与中国经济增长之间的相关关系体现为何种因果关系 ? 以下利用验对此进行研究 。Grange r因果关系检表 5G ra ng e r检验的输出结果表Pa irw ise Grange r Cau sa lity Te stsD a te: 12 / 16 / 07 Tim e: 10: 07Samp le: 1985 2005L ags: 5N u ll H ypo the sis:O b sF - Sta tisticP robab ility51920620103663LN FD I doe s no t Grange r Cau se LN GD P16 LN GD P doe s no t Grange r Cau se LN FD I 2136360 0118345 滞后期选 取 考 虑了 投 资 完成 所 需 时间 。由 表可知 :对于外商直接投资不是 GD P原因的原假设 , P值为0103663 ,表明在 95 %的置信条件下可以认为外商直接投资是 GD P的 Gange r原因 ; 对于 GD P 不是外商直接投资原因的原假设 , P 值为 0118345 ,不能拒绝原假设 。 这表明惠州市的外商直接投资 是 经济 增 长 的显 著 原31第 5期王 琼等 : 外商直接投资与惠州地区经济增长的关系研究 6 因 ,而经济增长对外商直接投资增长的作用不显著 ,外商直接投 资 和 GD P 增 长 之 间 只 存 在 单 向 因 果 关 系 。 由此 ,可以得出结论 ,外商直接投资的增加或减少必然会引起 GD P的增加或减少 ,而 GD P的变化对外商直接 投资的变化没有直接因果关系 。经济交往 ,促进开放型经济形成等积极作用 。近几年来 ,国际直接投资的特点发生了很大的变化 ,各国各地区争取外资的竞争更加激烈 ,使得惠州市 在吸引外资的同时也面临着很大的挑战 。如何在当前国际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 : ( 1 ) 积极引导外资投向 ,进一步优化 外商直接投资的产业结构 ,继续扩大外商投资领域 ,不 断利用外资的质量和效益 。 ( 2 ) 进一步优化外商直接投资地区结构 , 实现地区间的均衡发展 。 ( 3 ) 大力改 善外商投资环境 , 依法加强对外商投资企业的管理和监督 。总之 ,以引进 FD I为主的外资政策 ,是我国经济 发展的战略 ,也是惠州发展经济的重要来源 。惠州市政府和市民对改善外商投资的 软 硬环 境 的 建设 和 努 力 ,必将会吸引更多海外直接投资 ,这也必然会促进惠州经济持续 、快速 、稳定发展 。五 、结论与讨论结果表明 ,模型有较高的拟合优度 ,边际投资倾向为 0166 , 即 外 商 直 接 投 资 每 增 加 1 % , 将 可 以 增 加0166 %的国内 生产 总 值 。从 上 面 的 实 证 分 析 可 以 看 出 , FD I与惠州市的经济增长之间有着显著的相关关系 , FD I对于惠州市经济高速稳定的发展起到重要的推动作用 。其主要原因在于 : FD I可以弥补建设资金 的不足 ,增加了急需的投入 ; 引进先进的技术 , 促进产业结构升级换代 ;引进了先进的管理体制与方法 ,培养 了人才 ;可以增加就业 , 促进消费结构调整 ; 推动国际参考文献 : 1 国家统计局 . 惠州统计年鉴 ( 2007) R . 北京 :中国统计出版社 , 2007: 315 - 316. 2 熊义杰 . 经济计量学教程 M . 北京 :国防工业出版社 , 2004: 24. 3 朱平芳 . 现代计量经济学 M . 上海 :上海财经大学出版社 , 2004: 170. 4 国家统计局 . 惠州统计年鉴 ( 2006) R . 北京 :中国统计出版社 , 2006: 285 - 290. 5 方汇 . 高级计量经济学 :上册 M . 北京 :北京大学出版社 , 2007: 101 - 102. 6 杨圣明 . 中国经济开放理论创新 :外贸 外资 W TO M . 北京 :华文出版社 , 2001: 214 - 219.【责任编辑 :肖力华 】S tudy on the Re la t ion sh ip be tween Fore ign D irec t In ve stm en t an dHu izhous Gro ss D om e st ic Produc tWAN G Q iong, ZH EN G Sen2wu(D epa rtm en t of Econom ics and M anagem en t, H u izhou U n iversity, H u izhou 516007, Guangdong Ch ina )A