今天小编为大家推荐《外商投资与经济增长论文(精选3篇)》，仅供参考，大家一起来看看吧。[摘要]近年来,外商直接投资额在上海地区总体呈上升趋势,而房地产业所占比重较大,本文选取了近10年的数据进行实证分析,试图得出上海地区房地产业外商投资与经济增长之间的相关关系,并提出了房地产业利用外资的政策建议。
外商投资与经济增长论文 篇1：
政府环境规制内生性的再检验
摘要 政府作为环境规制的主体，致力于环境保护与经济增长相互协调。将环境规制作为内生变量还是外生变量不仅决定了计量方法的选择，甚至会呈现出完全不同的理论影响机制和实际规制效果。本文采用联立方程组模型，基于2006—2014年中国287个地级城市非平衡面板数据，以废水各项指标为例，分别选择城市废水排放总量、单位工业产值的废水排放量与工业污水集中处理率作为环境规制指标，考察了中国政府环境规制的内生性问题。实证结果表明，不同规制指标均具有显著内生性，且不同指标呈现不同的内生影响机制。总量排放规制指标与经济发展水平呈现显著的线性正相关，而单位工业产值污染排放规制与经济发展水平呈现显著的“倒U型”关系，其原因在于，就城市层面而言，单纯的总量约束仍与经济发展紧密相关，企业更有可能选择迁移或改变对生产要素的选择；而对单位产值排放和集中处理率的约束则是直接指向企业的技术改进。环境规制的内生性及不同的影响机制为城市优化环境规制策略提供了思路。为实现环境与经济的协调发展，必须注重规制措施的传导机制并加强经济和环境政策的相互配合，不同城市应根据自身发展情况在总量污染与单位产值污染规制间做出选择。已跨越拐点的东部发达城市，其经济产出的增加不再单纯依靠高排放，在经济增长的同时应该着重控制总量污染；未跨越拐点的中西部城市和资源型城市仍处于工业化进程中，经济产出增加依靠各种要素的投入，应该着力于尽可能降低单位产出的污染排放，提高生产的绿色化程度。
关键词 环境规制；内生性；联立方程；规制策略；废水
文献标识码 A
政府是环境规制的主体，致力于解决经济快速发展进程中污染的负外部性问题，约束企业污染排放，保障居民生活环境。作为政府社会性规制中的一项重要内容，环境规制不仅能够直接约束污染排放产生环境影响，而且能够影响资本、技术等生产要素，进一步影响经济增长，成为政府干预经济的一种方式。从环境规制的目标来看，政府环境规制的目标指向环境与经济发展的协调性，环境规制强度必然基于本地的经济发展程度与环境污染现状，因地制宜，促进经济增长与环境保护相协调。就环境规制的效果而言，如果忽略了整个经济系统的复杂传导机制，很可能事倍功半，甚至得到截然相反的结果。政府试图通过加强环境规制以提高能源效率降低污染排放，但环境规制导致的技术进步和溢出可能会产生能源消费的回弹效应，企业会利用政府环境规制约束公布与开始执行的时差提前排放。根据Economy[1]等的测算，中国制定2002—2005年SO2减排10%的目标后最终的结果反而增加了27%；而临时性的高强度减排措施结束后，企业会加大生产以弥补损失，导致出现污染的集中排放。因此，对政府环境规制的要求包括：既要符合本地的经济发展程度与环境污染现状，又要考虑到环境规制产生的传导影响，形成长效的环境规制政策，最终实现约束环境污染与促进经济发展相协调。因此，从整个经济系统出发，分析环境规制与经济增长及其他经济变量间的相互影响机制，证明环境规制的内生性，比较不同环境规制措施的作用效果和影响机制，对政府选择合理的规制策略和路径具有重要意义。
1 文献评述
随着经济发展带来的环境问题不断凸显，政府和民众对环境质量的关注和偏好日益增强，环境规制成为经济学的研究热点之一。李红利[2]定义环境规制是政府社会性规制中的一项重要内容，指以环境保护为目的而制定实施的各项政策与措施的总和。在此基础上，柴志贤[3]进一步表述为环境规制是指一国政府和地区以保护环境为目标，通过禁止、限制等强制性手段对被管制者特定的经济行为制定的一系列关于环境保护的政策法规的总和。环境规制作为理论和实证分析中的重要变量，众多学者从不同角度加以研究，如：熊艳[4]、原毅军等[5]考察了环境规制与经济增长的关系，宋马林等[6]、李勃昕[7]等关注环境规制与技术进步或企业R&D投入活动；基于经济全球化和开放经济的视角，刘建民等[8]、张中元等[9]关注环境规制与FDI间的相互影响关系。
虽然环境规制与其他经济变量具有显著关系，但对环境规制效果的考察却莫衷一是。包群等[10]考察了地方环境立法对当地污染排放的效果，发现环保立法并不能明显降低当地污染物排放，只有在环保执法力度严格时，环保立法对降低当地污染物排放才有显著效果。Jin[11]等发现尽管污染总量控制目标有效降低了污染强度，但对技术效率的提高没有显著作用；而排污费制度为污染企业提供了提升技术效率的激励，从长期看更有效。Liu[12]等发现收费可以同时降低多种污染物的排放，但减排的数量相对较小，而总量控制政策对单个污染物的减排起到很好的作用，但不能降低其他污染物的排放。Chen[13]等、Wang[14]等表明嚴厉的政策干预确实可以改善环境质量，但其效果取决于干预政策维持的时间，短期高强度的规制结束后，污染物的排放浓度大幅提高，这种临时性的减排措施效果难以持续。彭文斌等[15]指出政府行为偏好对环境规制效果具有显著影响。
这种现象的原因可能在于：环境规制具有内生性特征，而政府未考虑其后的传导机制影响，未能考虑多项经济环境政策间的相互配合，正如霍华德·拉丁[16]等指出的，环境规制改革的倡导者过于强调理论效率，未能考虑环境规制措施后存在着大量的不确定性以及其他经济主体为了自身利益而产生的操作性策略行为，从而影响了环境规制的效果。相关研究也证明了将环境规制内生变量和外生变量会得到不同结果。如林季红等[17]考虑环境规制的内生性，引入“要素禀赋”作为解释变量对“污染天堂假说”进行再检验，结果表明在将环境规制视为严格外生变量时，“污染天堂假说”在中国不成立，而一旦将环境规制视为内生变量，则“污染天堂假说”成立。刘玉博等[18]对内生环境规制、FDI与中国城市环境质量的分析表明，现阶段FDI通过规模效应、结构效应、技术效应和收入效应总体上改善了中国的环境质量。
现有研究大都通过工具变量或替代指标解决内生性问题，但单方程模型忽视了环境规制与其他经济变量间的相互影响机制，这促使学者们从整体出发，采用联立方程模型解决内生性问题并考察各个变量间的互动关系。如黄清煌等[19]的研究表明，环境规制存在经济增长数量抑制效应和经济增长质量促进效应的双重作用。吴继贵、叶阿忠[20]探讨了中国环境、能源、R&D与经济增长之间的互动关系，史青[21]、聂飞、刘海云[22]又进一步考虑了FDI、环境污染与经济增长之间的相互反馈作用。
综合以上的研究文献，对环境规制的内生性、指标选择与实证分析仍存在以下不足：第一，对环境规制的影响研究分散，多集中在经济增长、科技进步和外商直接投资等，而将经济系统作为统一的整体分析环境规制对其他经济变量的影响研究较少；第二，对环境规制指标的选择大多限于省份或城市间的比较，缺少城市内部不同规制措施如总量排放规制和单位产值排放规制的对比效果分析，未能提出针对性的减排规制措施。鉴于此，本文将通过构建联立方程组将环境规制不同指标纳入整个经济系统分析，阐明环境规制与其他经济变量间的影响机制，比较分析不同规制措施的效果，为政府选择合理的规制策略提供建议，在一定程度上弥补现有文献存在的不足。
2 模型和数据
2.1 理论分析
基于环境规制的目的，环境规制强度的制定与执行必然基于本地的经济发展程度与环境现状，因此模型中必须包括经济发展水平与环境指标；技术水平是影响经济发展的重要因素，经典的波特假说认为合理的环境规制可以倒逼技术水平提高，因此必须考虑科技水平变量的影响；最后需要考虑开放经济的发展，外商直接投资的影响不容忽视，相关研究表明FDI与经济增长和环境规制间都存在着显著关系。因此，将城市的发展抽象为政府环境规制与经济增长、技术水平与FDI之间存在相互反馈的内在影响机制，采用联立方程组作系统分析。为简化模型，尽可能减少其他内生变量个数，并满足联立方程模型的阶条件和秩条件，引入上述变量的滞后一期作为前定变量，以抽象表征除内生解释变量外的其他影响因素。值得说明的是，发展结构是地区经济、环境和社会等发展的综合结果，也是影响经济增长、污染排放最重要因素，已有研究大多引入产业比值或占比等表征经济结构，而联立方程则是在理论和方法上通过分析各变量间的影响机制表征整个经济—环境—社会系统的变化。对于模型形式的设定，分析具体的政府环境规制与其他变量间的相互影响，相关研究提供了借鉴。
环境规制方程。政府环境规制水平由本地的经济与环境状况决定，因此规制方程解释变量必须包含经济产出变量。环境规制与经济增长影响的诸多研究结果并不一致：如熊艳[3]实证结果表明环境规制与经济增长之间呈现正U型关系，而查建平[23]的分析表明环境规制强度与中国工业经济增长之间存在倒U型关系。为检验产出对规制是否存在非线性影响，加入产出变量的平方项，并用规制指标的滞后一期作为外生变量表征本期所面临的环境规制基础，并在解释变量中加入R&D投入及FDI实际使用量。为对比考察不同环境规制措施的作用机制，以废水环境指标为例分析，分别选取废水排放总量（万吨）、单位工业总产值的废水排放量（万吨/亿元）与城镇污水集中处理率（百分比）作为规制指标，相对应代表城市在总量规制、产值效率规制及处理率规制的效果。
产出方程。一般认为，产出函数由资本、劳动力和技术决定，但实际上资本与劳动力同时也内生于经济增长系统。为简化联立方程模型，减少内生变量个数，将资本与劳动力简化，在产出方程中加入其自身滞后一期作为前定变量，表征本期所基于的经济基础，简化要素投入和产业结构等内生变量。进一步地，认为环境规制是通过影响资本、劳动力及技术等生产要素的积累和流动进而对经济增长产生影响，故未将规制变量包含在产出方程中。开放经济条件下，将FDI纳入产出方程分析其对增长的效果。为对应规制方程中总量排放规制与单位工业产值排放规制，分别选择地区生产总值（取对数）与人均地区生产总值作为衡量经济增长的产出指标。
R&D投入方程。政府R&D投入实际上反映了政府对科技水平的偏好，吴林海等[24]、卢方元等[25]的分析均表明我国R&D投入与经济发展存在动态均衡关系，Guellec[26]相关研究也证实了政府R&D支出与企业R&D投入显著相关，政府R&D可以通过杠杆效应刺激企业，进而企业R&D活动在提高创新、技术进步和经济增长等方面具有重要作用。根据相关分析，环境规制对技术水平的影响往往存在一定的时滞，因此加入环境规制的滞后一期。选取政府R&D支出占政府财政总支出的比重衡量政府对科技研发的重视程度，即政府的相关科技投入受到前期规制效果的影响。另外，产出水平、外商直接投资也会影响政府的R&D投入，同时加入其本身之后一期作为外生变量表征本期所面临的技术基础及其他影响因素。
FDI方程。考虑到开放经济下国际贸易与产业转移，FDI不仅作为生产资本直接影响着城市的经济发展，同时也影响环境状况，环境规制强度成为国际产业转移和FDI方向的重要原因。刘建民等[8]采用中国省份的数据进行实证分析，结果发现严格的环境规制将降低外资的进入，环境规制对中国 FDI的区位分布具有显著性影响。经济发展和科技水平是吸引FDI的重要因素，且FDI可能具有很强的路径依赖情形，因此在方程中加入FDI其自身滞后一期作为外生变量表征其外商投资基础及其他影响因素。为对应规制方程中总量排放规制与单位工业产值排放规制，分别选择城市实际FDI使用量（万美元）及每千人实际FDI使用量（美元，人均实际FDI使用量的数据量级过小，故采用每千人实际FDI使用量，计量单位的调整不影响回归结果）作为衡量FDI指标。建立联立方程模型如下：
其中，ers代表環境规制，gdp代表经济产出变量，rd代表政府科技投入，fdi代表外商直接投资。i、t分别为面板数据中省份与年份，t-1即滞后一期，并在每个单方程中加入误差项。
2.2 分析方法与计量结果
为检验城市发展的现实状况，根据2006—2015年《城市经济统计年鉴》整理得到中国287个地级城市数据，在样本量和数据方法允许的情况下，采用非平衡面板数据（由于行政调整和统计范围，2014年样本量最大为287个地级城市）。其中GDP及人均GDP数据根据《中国统计年鉴》以2006年为基期进行平减，并对相关指标取对数。在计量方法上，首先对各方程分别回归进行单位根分析，结果表明所有方程的残差序列均不存在单位根。然后采用两阶段最小二乘法（2SLS）对联立方程组进行系统估计，以解决其内生性问题。
表1至表3分别为以废水排放总量、单位工业产值的废水排放与城市工业污水集中处理率为环境规制指标的联立方程回归结果。可以看出，不同废水指标作为环境规制变量与科技水平、人均实际FDI使用量、人均GDP存在显著的相互关系，环境规制与其他各变量存在明显的内生性。环境规制与其他经济变量相互影响，形成了一个整体的经济系统。总体来看，在相同的方程框架下，污水排放总量模型与单位工业产值废水排放量模型的拟合度略优于工业污水集中处理率模型。
联立方程考虑了变量内生性及其相互关系，因此模型中的规制方程给出了整个经济系统下不同经济发展水平及其他科技水平、外商直接投资等控制变量对环境规制的影响，不同规制指标具有不同的模型和显著性：废水排放总量模型中，环境规制指标与经济发展水平（lngdp）呈现显著的线性正相关；而在单位工业产值废水排放与污水集中处理率模型中，环境规制指标与经济发展水平呈现显著的倒U型关系，且污水集中处理率模型倒U形式较单位工业产值排放模型更为陡峭。规制方程也显示了外商直接投资的不同影响：人均实际FDI使用量增加了废水排放总量和单位工业产值废水排放量，但也显著提高了污水集中处理率。
联立方程还考察了其他变量间的相互影响，不同模型得到相对稳定的结果：从产出方程来看，与诸多研究结果一致，科技水平的提高能够显著促进人均GDP的增长；从科技水平方程来看，人均GDP与人均实际FDI使用量的提高能够显著提高政府研发支出占总支出的比重，废水总量排放与单位工业产值污染物排放对政府研发支出的直接影响并不显著，而滞后一期污水集中处理率的提高则可能会使得政府减少在科技研发支出比例；从外商直接投资方程来看，当地的经济发展水平与政府研发支出占总支出的比重对人均FDI使用量具有显著的正向影响。
3 进一步分析：环境规制内生性及影响机制
实证分析表明，不同规制指标均具有显著内生性，但不同指标呈现不同的内生影响机制：废水排放总量规制与经济发展水平呈现显著的正向线性关系，而单位工业产值废水排放量规制与经济发展水平则呈现显著的倒U型特征。究其原因，我国的经济体量和增速使得短时期内无法改变总量排放增长的趋势，只能尽可能地降低总排放量的增速。而单位工业产值排放量与人均GDP水平的倒U型关系则表明，通过技术投入和相应的规制措施，较为发达的城市已经跨过了拐点，实现了逐渐降低单位污染排放的经济增长。基于此，根据规制曲线可以进一步分析不同规制措施的影响效果，优化规制策略。
3.1 规制曲线纵向平移对排放量峰值的影响
即通过规制，使得单位工业产值排放规制曲线向下平移，不改变曲线形状意味着各城市之间的经济产出与单位工业产值的污染排放相对差距仍然存在，拐点不变，这一平移的内在含义在于：要求每个城市在保证原有经济产出基础上，通过提高环境规制强度，能够降低相同幅度的单位工业产值污染排放。由于每个城市经济产出不变而单位工业产值的污染排放降低，就会使得在总量排放规制图形中直线的整体下移，即在不影响总产出的前提下，实现了污染排放总量的下降。在当前的经济发展条件下，不同城市处于不同的发展阶段，面临截然不同的经济与环境状况，要求每个城市都能实现不影响经济产出的单位工业产值污染减排并不现实，整个经济体也无法在保证现有产出水平下，实现污染排放总量的大幅度降低，见图1—2。
3.2 规制曲线横向平移对拐点的影响
即通过规制，使得单位工业产值污染排放规制曲线向右平移，虽然曲线形状不变意味着各城市之间仍然存在经济产出与单位工业产值的污染排放相对差距，但实现了拐点的向右移动，这一平移的内在含义为：通过规制，提高单位污染排放的产出效率，即在相同单位产出的污染排放标准下，实现了更多产出。在总排放量规制与总产出上则体现为，随着经济产出的增加，总排放量同步增加，但总排放量的增速逐渐下降。如果整体上对单位工业产值污染排放施加更为严格的规制标准，有可能使得曲线向右下方移动，可以认为环境规制影响了生产技术或结构，削弱了经济产出与污染排放之间的关系，不仅提高了单位污染排放的产出效率，同时也降低了单位工业产值排放的峰值。此时，总污染排放的增速会下降，甚至在总污染排放上出现“倒U型”趋势，见图3—4。
3.3 规制曲线改变形状
曲线形状的变化体现了不同城市选择了不同的发展策略，个别城市在减排上的进步都会改变整体规制曲线的形状。具体而言，当部分城市通过环境规制改变了生产技术等进而实现单位产出的污染排放降低时，会导致单位产出排放规制的“倒U型”曲线变得更为陡峭，尤其在曲线的右侧，那些已经跨越了拐点的城市的经济增长不再完全依靠高投入高排放的生产模式，更有可能实现经济产出与污染排放的良性关系，减轻经济发展的环境压力。处于拐点左侧的城市为了增加经济产出，很大程度上仍然依靠高投入高排放，但在不改变这种正向关系的同时可以施加一些规制措施尽量降低单位工业产值的污染排放量。此时，基于总经济产出的总污染排放仍有可能继续增加，但其增速会进一步放缓，见图5—6。
总体来看，环境规制的最终目标是在经济增长的同时，实现污染排放总量的下降，但基于中国城市的发展现状，工业增长型的城市仍依靠高投入高排放实现经济产出，总量减排的目标难以实现。短期内的规制目标是通过加强规制和提高技术水平，在经济总量增长的同时，尽可能降低总污染排放的增速。實现这一目标即是要通过规制，改变单位产出污染排放规制的曲线形状和位置，“倒U型”曲线变为更加陡峭且同时向右下方移动意味着不同城市采取了不同的规制强度，且随着经济产出的增加，城市整体上提高了单位污染排放的效率。
4 结论与启示
本文运用联立方程组模型，基于中国2006—2014年中国城市数据考察了政府环境规制的内生性问题，并对城市的环境规制、经济产出水平、政府R&D投入与人均实际FDI使用量之间的相互影响机制进行实证分析。为对比分析不同环境规制措施的不同影响机制，以废水为例，分别选择城市废水排放总量、单位工业产值的废水排放量与工业污水集中处理率作为环境规制指标，结合图示，重点分析了单位工业产值污染排放规制与总量规制措施的规制效果。主要结论和启示如下：
（1）采用联立方程组模型，将环境规制同经济产出、政府R&D投入比重与人均FDI实际使用量纳入统一经济系统分析，结果表明，无论是废水排放总量规制与单位工业产值的废水排放量规制都显著内生于整个经济系统。环境规制是经济系统中的内生变量，这影响到相关环境规制的理论分析与规制策略：理论上，模型设置应考虑到环境规制的内生性，谨慎选择针对内生性指标的替代变量。政策上，政府的环境规制决策不仅要考虑其直接影响，还应认识到可能产生的间接影响，致力于形成长效的环境规制措施。政府还应注意经济政策与环境政策间的相互配合，虽然部分学者寄希望于环境规制可以实现经济发展与环境保护的“双赢”，但丁伯根原则仍然强调政策工具的数量不应少于目标变量的数量，即通过环境与经济政策工具紧密配合来实现环境保护与经济发展相协调的政策目标。
（2）以废水为例，分别选择城市废水排放总量、单位工业产值的废水排放量与工业污水集中处理率作为环境规制指标，对比分析了不同环境规制措施的不同影响机制：废水排放总量模型中，环境规制指标与经济发展水平呈现显著的线性正相关；而在单位工业产值废水排放与污水集中处理率模型中，环境规制指标与经济发展水平呈现显著的倒U型关系，且污水集中处理率模型倒U形式相比单位工业产值排放模型更为陡峭。对比分析总量规制与单位产值排放的不同影响机制，就城市层面而言，单纯的总量约束仍与经济发展紧密相关，企业更有可能选择迁移或改变对生产要素的选择；而对单位产值排放和集中处理率的约束则是直接指向企业的技术改进。
联立方程也显示了环境规制的间接影响：废水总量排放与单位工业产值污染物排放对政府研发支出的直接影响并不显著，而滞后一期污水集中处理率的提高则可能会使得政府减少在科技研发支出比例。从R&D方程来看，人均GDP与人均实际FDI使用量的提高能够显著提高政府研发支出占总支出的比重，这与诸多研究结果相一致。
（3）施加不同强度的环境规制可以改变规制曲线的位置和形状，通过对比分析污染排放的总量减排规制与单位工业产值减排规制，为城市提供环境规制策略的相关思路：虽然短期内无法实现保证经济增长的同时实现污染排放总量的下降，但可以通过提高环境规制强度，降低单位产出的污染排放，减缓污染总量排放的增速。处于不同发展阶段、不同发展类型的城市应根据本地的经济发展水平与环境污染现状，选择合理的规制措施：已跨越拐点的东部发达城市，其经济产出的增加不再单纯依靠高排放，在经济增长的同时应该进一步着重控制总量污染；未跨越拐点的中西部城市和资源型城市仍处于工业化进程中，经济产出增加依靠各种要素的投入，应该着力于尽可能降低单位产出的污染排放，提高生产的绿色化程度。
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作者：钟茂初 姜楠
外商投资与经济增长论文 篇2：
上海地区房地产业外商投资与经济增长关系实证研究
[摘要] 近年来,外商直接投资额在上海地区总体呈上升趋势,而房地产业所占比重较大,本文选取了近10年的数据进行实证分析,试图得出上海地区房地产业外商投资与经济增长之间的相关关系,并提出了房地产业利用外资的政策建议。
[关键词] 房地产业外商投资回归分析政策建议
一、引言
受金融危机影响,世界各地房地产需求较同期而言有所下降,但是房地产依然在外商直接投资中占有很大比重。根据上海市统计局2008年发布的前三季度数据显示,第三产业中的房地产业依然是吸引外商投资的大头。从合同外资看,前三季度,上海第三产业吸收合同外资金额97.53亿美元,而第三产业内部,房地产业合同外资比重最大,房地产业外商直接投资合同金额34.16亿美元,同比增长75.6%,占第三产业外资合同金额的35%,比重同比提高5.7个百分点。从实到外资看,前三季度房地产业实到外资比重依然占据首位,房地产业实到外资金额17.81亿美元,同比增长27.4%,占第三产业实到外资的35.4%,比重同比提高1.9个百分点。
国内外有很多学者对房地产业的外资情况进行研究。Russekyh,F. &Ruffin,R.指出:当美国的外债增加时,美国在外国房地产领域的投资也会相应增加。Moshirian,F. & Pham,T.在实证分析1985年～1995年间导致美国在外国房地产业投资增加的原因时发现:美国在国外房地产业的投资与美国的财政状况、东道主国制造业和银行业的发展水平均呈现出正相关关系,同时他们研究还发现当美国股票的收益下降时,投资者更倾向于向国外的房地产业投资。中国人民银行上海分行课题组在对上海市房地产业的外资化程度进行实证分析时发现:在国内市场、宏观经济政策等一系列外部因素的影响下,房地产行业出现了外资流入增加、对内资替补性增强的倾向。
本文试图对FDI与上海房地产业增长之间的定量关系做系统性研究,并回答以下几方面问题:(1)房地产业的FDI与上海房地产业的增长是否存在长期的均衡关系;(2)二者之间的短期关系以及相互影响程度如何,并根据实证分析得出文章的结论及政策建议。
二、样本来源及数据处理方法
本文以上海市房地产业作为样本,数据年限为1990年～2007年。文中用HGt表示第t年的房地产业产值,HFt表示第t年的外商对房地产业投资额,上海市历年房地产业产值数据均来自于《上海统计年鉴》。为了消除物价因素的影响,均使用1990年为基期的商品零售价格指数对变量进行了缩减,且外商对房地产业的投资额(HFt)按当年美元与人民币平均汇率折算成人民币。为了消除数据中可能存在的异方差,本文对有关数据均做了对数处理。
三、实证分析
1.时间序列的平稳性检验。要进行协整分析必须首先进行单位根检验。本文使用目前最有效的序列稳定性检验工具ADF(Augmented Dickey-Fuller)法检验变量的稳定性,回归方程如下:
(1)
在方程(1)中,Yt是所研究的时间序列,α是常数项,T为时间趋势,εt是随机误差项,p是最佳滞后期。零假设H0:Yt是平稳序列,当显著为负数时,便拒绝原假设。对于非稳定变量,还需要检验其一阶差分的稳定性,若变量的一阶差分为I(0)序列,则此变量是一阶单整的。所有变量均为I(1)序列是变量之间存在协整关系的必要条件。
对变量Ln(HGt)和Ln(HFt)及其一阶差分变量DLn(HGt)、DLn(HFt)使用ADF法进行平稳性检验便可以看出,上海市外商对房地产业的投资额与房地产业具有同步增长的趋势,并且变动的方向和步调较为一致,这说明其间可能存在较强的相关关系。其中,外商对上海市房地产业的投资额于1990年～1992年出现的小幅回落,主要是由当时国内的经济环境造成的。而1998年～2000年的下降则主要是由于东南亚金融危机时期,大量外资投资主体撤资。其余年份,外商对房地产业的投资额均呈稳步上升趋势。
由表1可见:水平序列Ln(HGt),Ln(HFt)在5%的显著性水平下不能拒绝单位根假设,是非平稳的。而其一阶差分序列DLn(HGt)、DLn(HFt)拒绝了单位根假设,是平稳的,这说明Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的(I(1)序列)。
2.协整检验。虽然外商对上海市房地产业的投资额与房地产业增长都具有各自的长期波动规律,但是如果能证明它们是协整的,则可以确定它们之间存在着一个长期稳定的均衡关系。时间序列的平稳性检验显示Ln(HGt)和Ln(HFt)是一阶单整的,所以可进行协整检验以验证两者是否存在协整关系。鉴于此,本文采用Johansen的极大似然法进行协整关系检验,根据各数据生成过程特征,本文选择数据和协整方程中存在线性趋势,且协整方程中有截距项的模型,并利用AIC准则确定最佳滞后期数,协整测试的结果见表2。
表2显示,当rk(∏)=0时,迹统计量的值为21.21,超过5%显著性水平的临界值15.41,表明应拒绝零假设,接受备选假设。当rk(∏)=1时,迹统计量的值为2.39时,小于5%的临界值3.76,因而接受零假设。结合这两个假设的结果可得出结论:在5%的显著性水平下两个变量之间存在一个协整关系。这说明在95%的概率下,外商对房地产业的投资额与房地产业产值之间存在长期均衡关系,长期均衡关系的协整方程为:
Ln(HGt)=3.2871+0.1207Ln(HFt)(2)
(2)式表明Ln(HF)对Ln(HGt)增长的长期弹性为0.1097,这说明在1990年～2007年的样本期限内,HFt每变化1个单位,HGt变化0.1207个单位,即外商对上海市房地产业的投资每增长1个单位,上海市房地产业产值仅增加0.1207个单位。由此可见,FDI在促进我国房地产业发展中所起作用较小,本土企业占主导地位。
3、误差修正模型。根据Granger定理,两个不稳定的I(1)序列变量,如果二者之间存在协整关系,必须用误差修正模型来表达它们的线性关系。为此,本文构建了误差修正模型进行估算,并得到如下结果:DLn(HGt)=0·6421DLn(HGt-1)-0·1252DLn(HGt-2)+0·0162DLn(HGt-3)-0·0347DLn(HGt-4)+0·1654DLn(HFt-1)+0·0219DLn(HFt-2)+0·2382DLn(HFt-3)+0·4614DLn(HFt-4)+0·0653-0·5946vecmt-1 (3)
(R2=0.8521, D.W.=1.8526, AIC=-4.0039, F=9.7652,且误差修正项为负值,符合反向修正机制)
由(3)式可以看出:Ln(HFt-4)对Ln(HGt)的变动影响显著。产生这种现象的原因是由于房地产从投资开发到建成一般有3年～4年的滞后期。另一方面,Ln(HGt-1)与Ln(HGt)存在高度的正向关系,这说明了上海的房地产业增长具有很大惯性。同时,(3)式中的修正系数达到0.5946,这说明上海市房地产业变化还受到其他多种因素的影响。总之,误差修正模型的结果表明房地产业FDI的波动不会对上海市房地产业产生较大影响。
四、实证检验的结论及政策建议
本文的实证分析得出以下结论:外商对房地产业的投资与房地产业增长之间存在长期的均衡关系,但其对房地产业增长的长期影响并不显著。短期内,只有HFt-4和HGt-1对HGt的变动影响显著,其他滞后期的变量对HGt的影响作用并不显著。产生上述现象的主要原因可能与我国房地产行业的特殊性有关。我国房地产行业的竞争更多的取决于土地所有权的获得。大部分的市场土地都留在了本土开发商的手中,外商投资者的市场行为更多的是受到政府政策的影响,而不是由企业本身对市场的反应所决定。
综合以上分析,各级政府在制定和实施房地产业招商引资计划时,要充分认识到FDI对我国房地产业发展的实际贡献,为其提供良好的投资环境,以最大限度地发挥FDI的作用;同时在制定引资政策时要考虑到FDI对房地产业存在着滞后影响,综合权衡长短期利益。FDI在一定程度上可以解决部分企业融资的问题,但是外资的进入若失去一定的控制规模,可能会加剧房地产业投资风险,形成泡沫经济,所以在引进FDI时还要加强管理控制,促进房地产市场健康发展。
参考文献:
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作者：周 娅 田晓娜
外商投资与经济增长论文 篇3：
FDI与经济增长国内资本及劳动力作用机理
摘要:基于VAR理论及其模型,实证检验了1983-2006年以来我国利用外商直接投资与经济增长、国内资本及劳动力就业之间的相互作用机理认为外商直接投资对我国经济增长的作用符合新古典经济增长模型,对国内资本形成并无显著的促进作用,对劳动力就业只存在单向影响作用,旨在为我国利用外资提供决策依据。
关键词:FDI;协整检验;利用外资;决策依据
改革开放以来,我国出台了一系列吸引外商投资优惠政策,其目的是借助国外资金、技术和管理经验来推动国内经济增长。目前,外商直接投资已经在我国的国民经济运行和发展中占据重要地位。基于此,本文从FDI对我国经济增长的作用,以及FDI与各投入要素的作用机理予以实证分析。
一、相关研究综述
关于外商直接投资影响经济增长,Solow(1950)的新古典增长模型认为,FDI对产出增长率的影响会受到实物资本中规模报酬递减的限制,FDI只能对人均收入发挥一种水平效应(Level effect ),而不是一种增长率效应(Rate effect )。换句话说,FDI仅能在短期内影响经济增长,在长期不会改变总产出增长率,并且FDI对经济增长的短期影响依赖于稳定均衡的路径。1960年,罗斯托在阐述经济“起飞”理论时指出,一个国家需要有足够的投资(国内净投资占国民收入中的比例超过10%)才能有效地启动现代经济增长,而发展中国家由于人均国民收入水平低,往往不能满足这一条件,引进外资则能为实现经济起飞创造必要的条件。
西方学者斯蒂芬.海默(S.Hymer,1960)等人的垄断优势理论,哈佛大学教授维弄(R.Vernon,1966)的产品生命周期理论,英国雷丁大学教授约翰.邓宁(J.H.Duning,1977)的国际生产折衷论,美籍日本学者小岛清(K.Kojima )的比较优势论等,都从不同方面对国际直接投资进行了深入研究,形成了许多国际直接投资理论。在国际直接投资对发展中东道国经济增长影响的理论中,以美国经济学家H.钱纳里和A.斯特劳斯1969年创立的“两缺口”模型最具有代表性。该模型认为大多数发展中国家经济发展主要受三种因素约束:一是储蓄约束,即国内需求水平低,不足以支持国内投资需求的扩张,影响经济发展;二是外汇约束,有限的外汇收入不足以支付经济发展所需要的资本品和消费品进口,阻碍经济发展;三是吸收能力约束,即由于缺乏必需的技术和管理,无法有效地使用外汇和各种资源,影响生产率的提高和经济发展。因此钱纳里等人认为,如果发展中国家能成功利用外资便可以逐渐克服储蓄、外汇和技术约束,增加国民总储蓄和总投资,进而促进经济增长。
20世纪80年代中期,以罗默(P.Romer )和卢卡斯(R.Lucas)等人为代表的新增长理论认为,对外开放和参加国际贸易可以产生一种外溢效应(Spillover ),即通过技术转让、技术扩散和技术外溢等途径来持久地提高东道国的经济增长率。因此,外商直接投资也被认为是经济增长的“发动机”。在实证研究方面,一些优秀的实证研究如Blomstrom等(1992)[1]和Borensztein等(1998)[2]发现FDI与经济增长存在着正相关。世界银行学者Husian 和Jun 应用时间序列和横截面序列相结合的方法对东亚国家(不包括中国)1970-1988年的经济数据进行了回归分析,发现外国直接投资对经济增长具有显著的促进作用。Choe(2003)[3]使用Holtz-Eakin等(1988)提出的面板数据VAR模型研究180个国家从1971到1995年的FDI与经济增长之间的关系,发现在FDI与经济增长之间存在着一种双向的因果关系,但是FDI与经济增长之间的因果关系要弱于经济增长和FDI之间的因果关系。
20世纪90年代以来,国内学者利用中国的数据,对外商直接投资作用于经济增长进行研究。桑秀国(2002)[4]对中国31个省市自治区的横截面数据和中国1983-2001年时间序列数据应用格兰杰因果检验和协整检验进行实证分析,认为外商直接投资与经济增长存在正相关,但不能说FDI是中国经济增长的原因;相反,中国经济增长是FDI流入量增加的原因。吕光明(2003)[5]认为到目前为止,FDI与中国经济增长之间不存在任何单向因果关系。杜江(2002)[6]等人的研究表明,外商直接投资对国内资本形成具有重要影响,外商直接投资每增加1美元,可以带动国内资本形成总量增加24.208元人民币。杨柳勇、沈国良(2002)[7]认为,外商直接投资从长期(或从总体上)对中国的国内投资已经产生了“挤出”效应。对于外商直接投资与国内劳动力就业之间的关系,学者们的结论也并不一致。
本文基于VAR理论及其模型,以中国1983-2006年的样本数据为依托,采用Johansen 协整(Co-integration )分析技术和格兰杰(Granger )因果关系检验,通过建立向量误差修正模型(VECM),探讨外商直接投资与经济增长、国内资本、劳动力就业之间的长期均衡与短期动态调整关系和相互影响的因果关系,并就变量之间相互作用的强弱程度采用方差分解(Variance decomposition )予以定量测度,其结论具有一定的政策启示。
二、实证检验及结果
(一)指标选取和数据说明
在指标选取上,经济增长用国内生产总值(GDP)表示;外商直接投资(FDI)按每年人民币与美元兑换平均汇率的中间价折算成以人民币表示的FDI存量;国内资本(DK)采用扣除外商直接投资后的固定资产投资来表示。由于我国1992年以后才开始公布固定资产投资平减指数,因此本文采用GDP平减指数对相应年度的GDP、DK、FDI进行减值。劳动力指标(L)采用年度就业人数表示。
本文分析的样本数据采用1983-2006年的年度数据,原始数据来自1985-2007年相关年份的《中国统计年鉴》。对各变量指标分别取自然对数以消除异方差的影响,分别记作LnGDP、LnDK、LnFDI、LnL。
(二)基于VAR系统的实证检验
如果时间序列各变量之间存在显著的协整关系,说明他们存在共同的趋势水平,这些时间序列的变化受长期均衡关系约束。如果外商直接投资对国内经济增长具有显著的拉动作用,对国内资本形成、劳动力就业具有显著的促进作用,则它们之间应该存在显著的协整关系和相互影响的因果关系。因此,协整分析成为目前验证外商直接投资与国内经济增长的一种重要的计量经济分析方法。
1.变量的平稳性检验。对本文所选取的变量作趋势图观察,发现原始数据都有时间趋势。传统的经典计量经济分析方法不再 适用。在进行协整分析之前,首先要对变量作平稳性检验,本文采用ADF(Augmented–Fuller )单位根检验方法来检验变量序列的平稳性。检验结果表明,所有变量的水平序列都是非平稳时间序列,而一阶差分序列都为平稳序列,即LnGDP、LnDK、LnFDI、LnL都是一阶单整过程。在此基础上可以使用Johansen(1995)和Juselius(1990)提出的基于向量自回归(VAR)的系统极大似然法对模型进行选择和协整检验,即检验外商直接投资与所取变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。
2.Johansen协整检验。Johansen协整检验法的基本原理是在VAR系统下,通过建立基于最大特征值的似然比统计量来判别变量LnFDI与LnGDP、LnDK、LnL之间的协整关系。在进行Johansen协整检验前必须确定VAR模型的最优滞后期,滞后期根据AIC和SC准则来确定,经过反复检验确定滞后期为3时VAR模型拟和较好,残差序列具有平稳性,且不存在自相关,因此确定VAR(3)模型为最优模型。
由于协整检验是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型,该模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期,具体应该等于无约束VAR模型的最优滞后阶数减1,即协整检验的最后阶数为2。由协整检验结果可知,外商直接投资(FDI)与我国经济增长(GDP)、国内资本投入(DK)之间不存在协整关系,它们之间不存在一种长期稳定的均衡关系,因此FDI对我国国内资本形成是否具有促进作用还有待进一步检验。
结合我国利用外资的实际,外商直接投资对我国经济增长的作用符合新古典模型描述的只是一种水平效应(Level effect),而不是一种增长率效应(Rate effect ),即FDI仅能在短期内影响经济增长,在长期不会改变总产出增长率。由于外商直接投资与我国劳动力投入之间存在协整关系,从经济意义上分析,这种协整关系的存在便可以通过一个变量的变化来影响另一个变量的变化。这表明一国经济增长保持长期、可持续发展必须依靠国内要素投入和全要素生产率的提高,外商直接投资对国内经济增长的影响是短期的、暂时的。
3.误差修正模型及格兰杰关系检验。正如Engle和 Granger (1987)指出的,如果包含在VAR中的变量存在协整关系,对这种协整(均衡)关系的短期调整过程,可以通过建立包括误差修正项在内的向量误差修正模型来研究模型中的短期动态特征。外商直接投资与国内经济增长、资本投入及劳动力就业之间存在长期均衡关系,但这种均衡关系是否构成因果关系,即由于外资流入影响了国内经济增长和资本投入、劳动力就业增加,还是国内经济增长、资本投入和劳动力投入导致外商直接投资流入量的增加,还需要进一步加以验证,以便更深刻地分析变量之间相互作用机理问题。Granger和Sims 提出的因果关系检验法可用于此类问题的研究,在VAR模型中可以进一步对各变量序列进行Granger因果关系检验。检验结果表明,外商直接投资和国内经济增长、劳动力就业之间仅存在单向因果关系,即国内经济增长和丰富的劳动力资源是外商直接投资大量流入我国的Granger原因,而外商直接投资对推动我国国内经济增长和促进劳动力就业并无显著的因果关系。这表明我国国内经济的持续快速增长和对外商投资优惠政策的实施对外资流入产生了强大的吸引力,经济增长对外商直接投资的短期效应是非常显著的。但是,外商直接投资和国内资本形成之间不存在任何因果关系,即外商直接投资和国内资本形成并无相互促进效应,二者是否存在挤入挤出效应还难以确定。
因果关系检验说明变量之间具有因果关系,但不能测度因果关系的强弱程度,因此采用方差分解对变量间不同预测期限的均方误差进行分解。方差分解是通过分析每一结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度,进一步评价不同结构冲击的重要性。因此,方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动项的相对重要性信息,以便定量的把握变量间的影响关系。
三、结论
本文从外商直接投资与我国经济增长、资本形成、劳动力就业关系入手。实证分析了外商直接投资与各变量间的相互作用机理问题,验证了新古典增长模型在中国的适应性,其结论具有一定的参考价值。
1.外商直接投资与我国经济增长。从长期来看,外商直接投资与我国经济增长之间不存在长期稳定的均衡关系,其滞后效应对经济增长的促进作用也不显著;从短期看,外商直接投资也不是引起我国国内经济增长的格兰杰原因,相反,我国国内经济持续快速增长是引起外商直接投资流入的原因;方差分析表明,外商直接投资对经济增长的长期影响力度(贡献率)最小,一直稳定在2%左右,而我国经济增长对外商直接投资影响力度较大,最大时达到52.07%。根据分析结果,外商直接投资在我国的基本情况符合新古典理论,即仅能在短期内发挥水平效应,在长期并无增长率效应。从经济增长的全局战略考虑。我国经济长期稳定增长主要靠国内资本、劳动力投入和全要素生产率的提高。
2.外商直接投资和国内资本。外商直接投资和国内资本之间不存在长期均衡关系,二者也不存在相互影响的格兰杰因果关系,外商直接投资对我国国内资本的影响力度较小,稳定在3%左右。这表明外商直接投资对我国国内资本形成并没有显著的促进作用,二者之间是否存在挤入挤出效应还难以确定。本文的这一分析结果与国内学者杜江(2002),杨柳勇、沈国良(2002)的研究结论并不一致;而与吕光明(2003)的研究结果基本一致。值得注意的是,由于许多外商投资企业在我国享受超国民待遇,因此外资企业凭借政策优惠和资本技术优势对我国国内民营资本和国有资本的挤出效应不容忽视。
3.外商直接投资和劳动力就业。外商直接投资和我国国内劳动力就业存在长期稳定的均衡关系,但二者的因果关系是单方向的(LFDI),即我国丰富的劳动力资源是外商直接投资流入的格兰杰原因,但外商直接投资并不是我国劳动力就业增加的原因。影响国内劳动力就业的主要原因在于国内资本投入增加和经济增长,外商直接投资对劳动力就业的影响只有3%左右,这与目前我国的现实情况基本吻合。我国大量廉价的劳动力资源的存在对外商直接投资有很大的吸引力,外商投资企业在一定程度上是着眼于我国廉价的劳动力资源。但外商投资企业最终需要的是高技能、知识型的管理人才,我国低素质、低技能的劳动力资源并不能满足外商投资企业的需要,这就使外商直接投资对我国劳动力需求的效应大打折扣。在我国加入WTO及全球经济一体化形势下,我国劳动力资源过剩而其素质低下的问题也将会成为经济与社会发展的巨大障碍之一,也是经济和社会发展中值得关注的问题。
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(责任编辑:关立新)
作者：邵锋祥 袁晓玲