台商直接投资对福建省经济增长影响实证分析

1、-PAGE . z台商直接投资对经济增长影响的实证分析吴德进摘要：本文根据19892007年省统计数据，运用协整检验、Breusch-Godfrey检验和Granger因果检验，对台商直接投资TDI与省经济增长关系进展实证分析。结果说明，二者之间具有较强的相关关系，但不存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。同时，Granger因果检验说明，二者之间存在单向因果关系，即台商直接投资是经济增长的原因，而经济增长却不是台商投资增加的原因。最后，本文就扩大利用台资、提高利用台资质量提出了假设干政策建议。关键词：台商直接投资TDI；经济增长；协整检验；Breusch-Godfrey检验改革开放以来，凭借国

2、家赋予的特殊政策、灵活措施， 充分发挥独有的地缘和人文优势，成为祖国大陆最早对台开放和吸收利用台资最多的省份。从19812007年底，累计引进台资工程9361个，合同利用台资203.78亿美元，实际到资135.31亿美元。按实际到资口径统计，台商入闽投资约占大陆吸收台资总额的1/4，占省累计吸收境外资金的18.6%。直觉告诉我们，大量的台资进入对推动经济增长发挥了重要作用，本文拟对此问题进展实证检验，希望得到一些有益的结论与政策启示。一、文献回忆关于FDI与东道国经济增长的理论研究，普遍认为由Chenery和Strout1966提出的双缺口模型理论是最早的。该理论认为，FDI通过弥补资金缺口促

3、进东道国经济增长，同时由于存在构造刚性，东道国经济增长会受到国资源缺乏的制约，因此引进外资有助于弥补储蓄和外汇缺口，进而推动东道国经济增长和构造转换。双缺口模型之后，Koizumi和Kopecky1980构建了国际资本长期流动模型，研究FDI对一国经济增长的作用。Romer1990构建了生增长模型，着重强调技术扩散对于小国及广阔开展中国家经济持续增长的作用。在经历研究方面，多数学者认为，FDI在东道国会产生技术溢出效应，促进东道国的技术进步，提高东道国的经济效率，扩大东道国的出口，从而对东道国的经济增长起到积极的作用。Caves1974对澳大利亚，Globeman1979对加拿大的数据研究发现

4、，FDI对于东道国的生产率提高具有显著的促进作用。J.Bhagwati1994)提出、Balsubramanyam,M.Salisu和D.Sapsford1996验证了FDI在实行外向型政策的国家比在实行向型政策的国家对经济增长的促进作用更大。Athukorala和Menon1995)发现，在过去20年中，外商直接投资在马来西亚的出口导向型经济增长中起着十分重要的作用。Chen 1995认为，外资企业的出现使国企业面临巨大竞争压力，外资企业雄厚的技术和管理实力迫使国企业增加R&D投入，从而提高其资本存量的边际生产力；另外外资企业在技术、管理和营销等方面的知识将会产生外溢，使东道国受益，促进经济

5、增长。U.Walz1997把外商直接投资纳人包含生技术进步的动态一般均衡模型中，并把新产品的研制地与生产地分开，即跨国公司在R&D根底设施完备的兴旺国家研究设计新产品后，再通过FDI在低本钱的开展中国家进展生产，从而产生跨国间的技术外溢。R.Barrell和N.Pain1997)通过模型，分析了欧洲不断增长的跨国投资对投资国和东道国产生的广泛影响，尤其是对OECD几个成员国出口绩效的影响，提出外商直接投资迅速增长的主要原因之一是为了使企业特有的知识资产得到充分利用，这意味着FDI是技术扩散的主要渠道。Borensztein、Gregorio和Lee1998使用69个开展中国家19701989年

6、的小组数据，检验OECD的直接投资对开展中国家经济增长的影响，发现FDI作为技术转移的重要工具，可以为经济增长做出积极的奉献，并且对经济增长的奉献率高于国投资，但前提条件是东道国有吸收先进技术的能力。在国，Wei1993，1996对中国城市数据的研究发现，我国沿海各城市的快速增长，几乎全部来源于它们能吸引到更多的FDI。Chen等1995用一个简单的回归模型，证实1978年以来外资促进了中国经济增长，而且没有挤出国储蓄。王志乐1996的研究显示：FDI流入有效促进了中国经济的繁荣，为中国的资本积累、吸纳就业和综合要素生产率的提高作出了巨大奉献。洋1998利用第三次全国工业普查资料进展多因素回归

7、分析后，得出结论认为，与国有企业相比，国外三资企业的技术效率要高，对我国经济增长具有促进作用。坤荣1999利用各省的FDI总量与各省的综合要素生产率作横截面的相关分析，发现FDI对我国经济增长具有显著的拉动效应，包括短期的需求效应和长期的供应效应。王新1999根据哈罗德多马动态经济增长模型、杜江2002运用宏观经济联立模型分析了外商投资对我国经济增长的奉献程度。萧政等2002运用循环构造分析，得出外商投资与我国经济增长之间存在着双向互动关系。吕晓英等2003在对外商直接投资和我国GDP进展单位根检验和协整检验的根底上，进展了因果关系检验，并断定外商直接投资和我国经济增长之间不存在着双向互动关系

8、，外商直接投资推动我国经济的增长，而经济增长不是吸引外商投资的主要原因。另有不少学者得出了相反的结论。他们认为，由于技术差距的存在，使得FDI在东道国的技术溢出效应几乎为零，而且FDI对国投资产生替代效应，从而不利于东道国的经济增长。例如，Saltz，I.1991从理论与实证方面论证了开展中国家FDI与经济增长存在着负相关关系。Corn-wall，J.和Cornwall，W.1994提出了一个包含需求与构造变化的模型，得出的结论是：贸易和生产要素包括FDI在自由移动对经济增长的作用被新经济增长模型夸张了，降低失业率促进经济增长使生产要素自由移动更可靠，而扩大需生产要素自由的前提条件。Easte

9、rly 1999认为利用优惠政策吸引外资反而会阻碍国投资，当外资企业与国企业收益差距很大时，引进外资反而会阻碍经济增长。综合以上可以看出，已有文献主要研究FDI与经济增长之间的关系，对台商投资与大陆经济增长之间关系的研究较少，而对台商投资与地区经济增长关系的实证研究更是缺乏。因此，本文根据19892007年省统计数据，运用协整检验、Breusch-Godfrey检验和Granger因果检验，对台商直接投资TDI与经济增长关系进展实证分析，以期为我省扩大利用台资、提高利用台资质量提供决策参考。二、数据来源及其说明我们用TDI表示台商直接投资，用GDP地区生产总值表示省经济增长。表1是198920

10、07年省台商直接投资与经济增长的根本情况。这些数据来源于：11989-2003年台商直接投资TDI数据来源于省政协第六次会议资料，2004年数据来自2004年吸收外商直接投资开展情况回忆，2005-2007年数据来源于省对外经济贸易厅提供资料；2经济增长GDP数据来源于2007年统计年鉴与2021年省统计局最新资料。下面，我们对20世纪90年代以来省利用台资情况说明如下：1、从绝对扩幅度上看，1989年以来省实际利用台资总额不断扩，从最初的10555万美元增加到2007年的181800万美元，扩幅度到达了16.2倍。20世纪90年代以后，台商直接投资一直是省利用外资中的一支重要力量。到2007

11、年，按实际使用外资统计，台资在省吸引境外资金中，仅次于地区排第2位。2、从相对值来看，台商直接投资占我省利用外资的比重根本在20%左右，远比10左右的全国平均水平高，台资在我省利用外资中呈现出比全国更为重要的作用。从时间上看，不管是吸引台资工程数、台资合同金额还是台资实际金额，台资在外资中比重最高均在1990年，分别到达36.4，39.7和41.4。此后，这个比重呈现逐步下滑的趋势。这说明20世纪90年代以来，随着省吸引国际先进资本能力的增加和当局对大陆投资特别是大型、高科技企业的重重限制，台商投资对全省利用外资的影响不断降低。2004年，我省吸引台资的工程数、合同金额和实际金额为418项、4

12、.22亿美元和5.25亿美元，到达了最低潮。比例分别仅剩下18.38、5.59和9.87。不过近两年来，随着重大吸引台资工程的陆续签订，台商投资的比例又有逐步上升的趋势。2005年到2007年，吸引台资工程数、台资合同金额和台资实际金额在外资中比重分别到达20.4，18.5和14.2。3、从吸引台资的规模看，台商直接投资的平均规模从1990年开场迅速攀升，1996年到达最大值，平均每个工程的合同数额为429万美元，此后台资平均规模有所回落，2002年每一工程的平均台资仅为81.6万美元，降到最低。而2005年和2007年，台商投资的平均合同金额历史可比口径，含第三地转投又再次上升到480万美元

13、和595万美元。台商投资规模日益扩大，目前台商投资在3000万美元以上工程的有近30家，并出现了行业整体性转移、上中下游产业配套的开展趋势。表1 1989-2007年利用台资与经济增长数据年度利用台资实际金额TDI，万美元经济增长数据GDP，亿元198910666458.40199012021522.28199125489619.87199241230784.681993921851128.291994969261675.6619951050442145.921996963632560.0519971033222974.5019981123843286.561999929203550.2420

14、00488583920.072001505144253.682002506194682.012003515115223.012004525006053.1420051190006560.0720061418007501.6320071818009075.16三、实证分析1、数据变换由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差，所以我们对TDI、GDP进展自然对数变换，变换后的变量分别用LNTDI、LNGDP表示。同时，为了消除共同趋势的影响，我们分别对LNTDI与LNGDP进展一阶差分，一阶差分后的变量分别用DLNTDI、DLNGDP表示。2、变量

15、的平稳性检验ADF检验平稳性检验在进展时间序列分析时，传统上要求所采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。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展差分，然后对差分序列进展回归。但这样做会忽略原时间序列包含的一些有用信息，而这些信息对分析问题可能又是必须的。为了解决上述问题，可以采用协整方法。而要进展协整分析，就必须进展单位根检验。单位根检验的方法有多种，主要DFDickeyFuller Test检验法、ADFAugmentedDickeyFuller Test检验法和PPPhillipsPerron Test检验法。本文使用ADF

16、检验法对变量LNGDP、DLNGDP与LNTDI、D LNTDI进展单位根检验本文用Evirws5.0软件完成，检验结果见表2。表2 变量ADF检验结果变量ADF统计量检验类型c，k，n临界值检验结果LNGDP-3.691199c，k，1-3.2964*非平稳DLNGDP-2.517194c，k，1-3.3086*平稳LNTDI-2.962281c，k，1-2.6672*非平稳D LNTDI-1.9210740，0，1-1.9642*平稳注：1c与k表示带有常数项和趋势项，n表示滞后阶数(由赤池茨信息准则决定)；2*、*、*分别是在1%、5%、10%显著性水平下得到的Mackinnon临界值；

17、3D表示差分算子。从表2可以看出，LNTDI与LNGDP都是非平稳的过程，而它们的一阶差分都是平稳过程，即LNTDI与LNGDP都是I1过程。3、协整检验由于LNTDI与LNGDP都是非平稳的时间序列，如果用传统的回归方法对变量进展回归，可能是一种伪回归。为了克制伪回归，通常的方法是对随机游走的变量进展差分使其变换为平稳序列，但这样做可能导致变量之间长期关系的信息损失。另一种方法，就是采用协整Co-integration分析解决这一问题。协整分析的根本思路是：如果两个或两个以上的变量是非平稳的，但它们的*种线性组合却可能是平稳的，在这种情况下，我们称各变量之间存在*种长期稳定的比例关系，即协整

18、关系。根据协整理论，如果两个或两个以上序列满足单整阶数一样，且它们之间存在协整关系，则所研究的变量之间就存在一种长期稳定的均衡关系，从而可以防止伪回归问题。一般而言，如果检验两个变量之间是否存在协整关系，通常使用Engle-Granger两步检验法也称EG法。根据协整理论，如果自变量和因变量之间存在协整关系，就意味着因变量能被自变量构成的线性组合所解释，两者之间存在稳定均衡关系，因变量不能被自变量所解释的局部构成一个残差序列，这个残差系列应该是平稳的。因此，检验一组变量因变量和自变量之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差是否是平稳序列。由于LNTDI、LNGDP均为一阶单整变量，我们可以

19、采用EG法首先对LNTDI与LNGDP进展协整回归，然后对回归方程的残差进展单位根检验，以确定LNTDI与LNGDP之间是否存在协整关系。首先建立如下回归方程：LNGDP= -1.748267+0.867856LNTDI+u 1 -0.781628 4.295317R2=0.520448AdjustedR2=0.492239 DW=0.203812Prob(F-statistic)=0.000490从以上结果可以看出，R2和调整的R2值都较小，说明拟合效果不是很好，F检验的相伴概率接近为0，说明变量间呈高度线性，DW=0.203812，显示残差序列呈高度自相关。第二步，对回归方程式2的残差用U

20、t表示进展单位根检验。由回归方程式1可得下式：Ut= LNGDP-0.867856LNTDI+1.748267 2对上式进展单位根检验，检验结果见表3。表3 残差U的单位根检验结果ADF Test Statistic-2.497142 1% Critical Value*-4.6162095% Critical Value-3.71048210% Critical Value-3.297799由表3可以看出，Ut序列在1%、5%、10%的显著水平下均拒绝原假设，承受不存在单位根的结论，即Ut I0。因此，我们可以认为LNTDI和LNGDP不存在协整关系。4、Breusch-Godfrey检验B

21、-G检验由于LNTDI和LNGDP不存在协整关系，而是存在序列自相关关系，因此我们采用ARMA模型重新建立LNGDP与LNTDI两者之间的回归模型。首先，我们采用Breusch-Godfrey检验法也称B-G检验对上述的残差序列进展二阶自相关检验，检验结果见表4。表4 对残差的二阶自相关检验结果Breusch-Godfrey Serial Correlation LM TestF-statistic33.53918Probability0.000003Obs*R-squared15.52771Probability0.000425由表4的检验结果可知，残差序列存在二阶自相关，所以我们对LNGD

22、P和LNTDI两者之间建立如下ARMA模型：LNGDP= -0.409144+0.038050LNTDI+AR1= 1.133488，AR2= -0.257494 3 -0.401417 0.413193 4.567083 -1.025963R2=0.817248AdjustedR2=0.780697 DW=2.218605重新建立的回归方程3说明LNGDP和LNTDI两者之间存在较强的相关关系。当台商直接投资每增加1个单位，会直接促进地区生产总值增加0.038个单位，即经济增长的台商投资弹性为0.038。这说明，省利用台商直接投资越多，对经济增长就越有好处。5、Granger因果关系检验由于

23、台商直接投资与工业增长之间不存在协整关系。因此我们采用Breusch-Godfrey检验法对2式残差序列进展二阶自相关检验，结果说明两者之间存在相关关系。但这种相关关系是否构成因果关系尚需进一步验证。格兰杰Granger，1969提出的因果关系检验可以解决此问题。Granger因果检验的根本思想是：在做对其他变量包括自身的过去值的回归时，如果把的滞后值包括进来能显著地改良对的预测，就认为是Granger原因。根据赤池信息准则AIC，我们确定各变量的滞后阶数为1，对各变量的Granger因果检验结果如表5所示。表5 Granger因果关系检验结果原假设H0F- StatisiticProbabi

24、lity LNTDI does not Granger Cause LNGDP1.182340.33987 LNGDP does not Granger Cause LNTDI3.545610.06167从表5可以看出，在5%显著性水平上，LNGDP不是LNTDI的Granger原因，但LNTDI是LNGDP的Granger原因。即台商直接投资是经济增长的原因，而经济增长并不是台商直接投资增加的原因。这也说明，吸引台商直接投资的主要原因是良好的人文与地理环境、优惠的政策以及相对完善的体制体制机制，而不是经济增长本身。四、结论与政策建议通过对省19892007年台商直接投资与地区生产总值之间关系

25、的实证分析，可以得出以下结论：1台商直接投资对经济增长具有一定促进作用。经自然对数变换后的台商直接投资与省生产总值这两个变量均为非平稳的时间序列，二者之间不存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。进一步的B-G检验说明，二者之间存在较强的相关关系；当期台商直接投资增加1个百分点，长期会带动省生产总值增长0.038个百分点，即经济增长的台商投资弹性为0.038。也就是说，省吸引台商直接投资越多，经济增长就会越快。2双变量的Granger检验说明，台商直接投资与经济增长之间存在单向的因果关系，即台商直接投资是经济增长的原因，而经济增长却不是台商投资增加的原因。吸引台商直接投资的主要归因于良好的人文与地

26、理环境、优惠的政策以及相对完善的体制机制，而不是经济增长本身。针对以上结论，我们就如何扩大利用台资、提高利用台资质量提出以下政策建议：1、进一步扩大利用台资规模。目前，闽台两地在土地、资金、劳动力、技术、市场等方面互补性仍十分显著，两地的产业开展不仅存在梯度差异，还存在水平分工的广阔空间。因此，我们在积极吸引跨国资本的同时，还应进一步扩大利用台资规模、提高利用效果。2、积极吸引核心台资企业投资，提高台资利用质量。目前，我省台资企业大多是劳动密集型企业，规模较小，不能发挥核心企业作用。因此，应充分发挥闽台联系密切的优势，吸引大型台资企业特别是上市上柜企业来闽投资。针对台资企业产业分工显著特点，须

27、对台商投资区进展专门规划，提供专业效劳，加快企业间信息、技术、产品和效劳的合理流动。同时，要提高民营企业技术水平，促进产品升级换代，鼓励其进入台资企业分工协作体系。3、提高本地企业技术消化、吸收与再创新能力。目前，我省引进的台资已不算少，但对本地产业升级的作用却有限。要尽快建立和完善技术创新的资金投入机制，大力提高本地企业技术消化、吸收与再创新能力，支持外乡企业进展自主创新。可考虑设立用于关键技术的消化、吸收和自主创新的专项资金，提高已有台资企业的技术溢出效应。要特别注意加强与台资100强企业的技术合作，促进制造向创造转变。4、努力提高政府效劳水平，营造良好的投资环境。台商企业对政府税费、办事

28、效率的关注程度很高。应加快树立起效劳型政府的良好形象，为台资企业营造温馨的效劳环境。针对台资企业外向型突出的特点，应着力完善通关效劳，简化通关程序，提高通关效率。改变各地税费标准混乱的局面，统一税外费，坚决杜绝各种乱收费现象。同时，可考虑设立台企与政府的交流平台如、热线，反应各种政策信息，解决台资企业的实际问题。5、完善台资企业融资渠道，实现台资企业跨越式开展。为解决台资企业外乡融资困难问题，应鼓励本地银行对台资企业放贷。根据台资企业类型和投资期限的不同，对资本技术密集型、本地投资时期较长、成长性较好的企业给予优惠的融资安排。在两岸关系日益密切的今天，应积极吸引外资特别是台资金融机构入驻，扩大台资企业的融资渠道。鼓励本地企业特别是民营企业与台资中小企业合作，充分利用民间资本解决台资企业的融资问题。此外，还应积极推动台资企业上市融资，一方面鼓励台资企业与本地大型企业合作，建立合资公司，降低上市门槛；另一方面，为台资企业赴海外上市提供帮助。参考文献1、王玉梅：关于台商直接投资和大陆经济增长的协整关系分析，经济纵横，2007年第5期。2、蔡宏波：引进台资与闽台经贸关系开展，经济观察，2006年第8期。3、安增军：吸收台商投资的现状、特征及政策分析，华东经济管理，2006年第8期。4、马岩：外商直接投资对我国经济增长的效应，统计研究，2006年第3期。5、钟小兵、伍楠林、白双鹂