杜俊娟， 趙定濤

（1.安徽新華學(xué)院 商學(xué)院，合肥230088；2.中國(guó)科技大學(xué) 管理學(xué)院，合肥 230026）

外商直接投資與安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

杜俊娟1， 趙定濤2

（1.安徽新華學(xué)院 商學(xué)院，合肥230088；2.中國(guó)科技大學(xué) 管理學(xué)院，合肥 230026）

依據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)的相關(guān)理論，利用安徽省1991－2010年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)建立GDP隨FDI直接增長(zhǎng)模型，運(yùn)用一元回歸分析方法，將外商直接投資及其相關(guān)指標(biāo)作為模型的解釋量，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)指標(biāo)作為被解釋變量引入到方程中，實(shí)證檢驗(yàn)了安徽省FDI與GDP之間的關(guān)系。結(jié)果表明，安徽省FDI與GDP存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，F(xiàn)DI對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有正向推動(dòng)作用，GDP增長(zhǎng)對(duì)FDI的增長(zhǎng)有促進(jìn)效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)了FDI與GDP的良性循環(huán)。

外商直接投資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；單位根檢驗(yàn)；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，各經(jīng)濟(jì)體間的聯(lián)系日益密切，國(guó)際投資和貿(mào)易規(guī)模不斷增大，在許多國(guó)家，外商直接投資（foreign direct investment，簡(jiǎn)稱FDI）已成為投資的重要來(lái)源。因而，F(xiàn)DI與資本輸入地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系已成為投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)域研究的重要內(nèi)容。

目前，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)特別是發(fā)展中東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有兩種截然對(duì)立的觀點(diǎn)，Kokko，Tansini和Zejan對(duì)烏拉圭的研究［1］與Sjoholm 對(duì)印度尼西亞的研究［2］表明，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正效應(yīng)；而在Aitken和Harrison對(duì)委內(nèi)瑞拉的研究［3］中卻并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)FDI的正效應(yīng)。在國(guó)內(nèi)，貢慧運(yùn)用一元線性回歸分析方法計(jì)量分析了外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)效應(yīng)十分明顯。［4］楊柳勇等基于分省和分區(qū)數(shù)據(jù)，利用修正過(guò)的De Mello模型研究了我國(guó)利用外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，結(jié)果表明FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向積極作用，但是西部仍然是FDI作用最弱的區(qū)域，東部地區(qū)存在FDI過(guò)密和外商投資產(chǎn)業(yè)的過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)問(wèn)題。［5］楊堅(jiān)等運(yùn)用我國(guó)中部地區(qū)1995－2008年的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明外商直接投資是推動(dòng)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有利因素，但這種推動(dòng)效應(yīng)較小，中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依然表現(xiàn)為依靠投資拉動(dòng)。［6］蔣偉等基于地理加權(quán)回歸模型實(shí)證分析了FDI在長(zhǎng)江三角洲城市的區(qū)位決定，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力成本、人力資本、市場(chǎng)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及集聚因素是影響FDI分布的重要因素，各因素在不同城市的影響存在明顯的空間變異。［7］趙果慶應(yīng)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)與趨勢(shì)面分析相結(jié)合方法研究了FDI的空間集聚與趨勢(shì)面問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)空間因素對(duì)FDI集聚分布的相關(guān)性及其顯著。［8］

在國(guó)內(nèi)，安徽的經(jīng)濟(jì)總量與發(fā)展水平一直比較靠后，隨著“中部崛起”戰(zhàn)略的提出和國(guó)家級(jí)皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)的批準(zhǔn)，安徽經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)入了新的機(jī)遇期。葛秋穎采用區(qū)位選擇模型方法，結(jié)合逐步回歸分析對(duì)FDI在安徽省分布的影響因素進(jìn)行了研究，認(rèn)為影響安徽省FDI分布的因素主要有FDI的集聚效應(yīng)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和各市社會(huì)消費(fèi)品零售總額三個(gè)因素。［9］張磊在對(duì)安徽省外商直接投資以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，認(rèn)為外商直接投資增加了安徽第二產(chǎn)業(yè)比重，而降低了第三產(chǎn)業(yè)在安徽GDP的比重。［10］而鄧小華通過(guò)實(shí)證分析揭示出FDI對(duì)安徽服務(wù)業(yè)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有積極的影響。［11］但從整體上看，安徽吸引的外商直接投資占全國(guó)的1%不到，遠(yuǎn)低于東部沿海省份，為促進(jìn)安徽經(jīng)濟(jì)的快速高效發(fā)展，需大量的資本投入，那么外商直接投資對(duì)安徽的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否有促進(jìn)作用，其作用如何，兩者之間是否存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系？這些都是值得我們深入研究的課題。

一、安徽省利用外資的現(xiàn)狀與特征

（一）安徽FDI規(guī)模分析

改革開放后，安徽利用外資的規(guī)模和數(shù)量整體上呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，大致可以分為如圖1所示的四個(gè)階段；第一個(gè)階段為改革開放到1992年，由于缺乏外資利用的經(jīng)驗(yàn)，相應(yīng)的配套措施不規(guī)范，利用外資的數(shù)量不多，整體上呈現(xiàn)平穩(wěn)發(fā)展的態(tài)勢(shì)；第二階段是從1992年到1996年，自鄧小平南巡講話后，全國(guó)各地都加大了改革開放的力度，各種有利的政策紛紛出臺(tái)，改善了FDI的投資環(huán)境，外資規(guī)模呈快速上升趨勢(shì)，到1996年底，安徽省FDI達(dá)到了5億美元；第三個(gè)發(fā)展階段是從1997年到2003年，由于受東南亞金融危機(jī)的影響，F(xiàn)DI的利用數(shù)額出現(xiàn)明顯下降；第四個(gè)發(fā)展階段是從2004年開始，借助于國(guó)家“中部崛起”戰(zhàn)略的實(shí)施和皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)契機(jī)，安徽省利用外資飛速發(fā)展，投資環(huán)境不斷完善，外資利用的質(zhì)量和水平逐步提升，2010年安徽省利用外資達(dá)50.14億美元，占全國(guó)4.57%。

圖1 安徽省實(shí)際利用FDI的規(guī)模

（二）外資的來(lái)源

目前，安徽與世界上200多個(gè)國(guó)家和地區(qū)有貿(mào)易往來(lái)，本著營(yíng)造“親商、富商、安商”原則，積極鼓勵(lì)外商直接來(lái)安徽投資；如圖2所示，在2010年安徽利用的外商直接投資中，來(lái)自亞洲的投資比重最大，占了實(shí)際投資總額的62.6%，拉丁美洲次之，占13.7%，歐洲為11.5%，北美洲、大洋洲、非洲最少。從具體國(guó)家和地區(qū)上看，來(lái)自港澳臺(tái)的資金占了絕大部分，其中香港的投資就占了將近46.6%，新加坡、英屬維爾京群島、日本、美國(guó)、澳大利亞等也在我省進(jìn)行了一定的投資，整體上看安徽外資來(lái)源地的集中度很高。

圖2 2010年安徽FDI來(lái)源地區(qū)構(gòu)成

（三）FDI投入的主要行業(yè)

改革開放后，安徽省FDI主要分布在勞動(dòng)密集型企業(yè)，隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整和完善，F(xiàn)DI在三次產(chǎn)業(yè)間的分布正在不斷的變化，幾乎涉及所有開放行業(yè)。如表1所示，2010年，制造業(yè)仍是吸引外資最集中的領(lǐng)域，占全省FDI的62.35%，其次為房地產(chǎn)業(yè)，占13.67%，但科技含量較高的科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)中FDI所占比重極低，隨著相關(guān)政策的落實(shí)和投資環(huán)境的改善，F(xiàn)DI將會(huì)以更快的速度進(jìn)入我省金融、保險(xiǎn)和其他高附加值的第三產(chǎn)業(yè)。同時(shí)，外資的投資方式正在發(fā)生變化，如表2所示，安徽FDI的投入方式經(jīng)歷了從早期以中外合資為主到目前以獨(dú)資經(jīng)營(yíng)為主的轉(zhuǎn)變，2010年，安徽實(shí)際利用FDI中獨(dú)資經(jīng)營(yíng)比重迅速上升到61.41%，而2000年的時(shí)候僅為40%，獨(dú)資經(jīng)營(yíng)比重的上升顯示了外商對(duì)改革開放的信心和對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)發(fā)展的認(rèn)可。

表1 2010年FDI投資行業(yè)分布

表2 FDI投資方式變化（單位：萬(wàn)美元）

二、FDI對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

（一）計(jì)量方法與模型

1.ADF單位根檢驗(yàn)——時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免“偽回歸”而導(dǎo)致的結(jié)論無(wú)效，需要對(duì)所研究的變最序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)即平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的方法主要包括DF（Dickey－Fuller）檢驗(yàn)法、ADF（Augmented Dickey——Fuller）檢驗(yàn)法和PP（Phillips——Perron）檢驗(yàn)法，本文選用ADF法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性［12］。ADF檢驗(yàn)是基于下面三個(gè)模型來(lái)完成的：

模型1：

模型2：

模型3：

其中，t是時(shí)間變量，t＝1，2，3…T，代表了時(shí)間序列隨時(shí)間變化的趨勢(shì)。模型的虛擬假設(shè)都是H0：δ＝0，也就是存在一個(gè)單位根。實(shí)際檢驗(yàn)從模型3開始，然后模型2、模型1。當(dāng)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即時(shí)間原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，停止檢驗(yàn)。若三個(gè)模型均接受原假設(shè)，則原序列為非平穩(wěn)序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)——變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系的檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)在于揭示變量間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。若非平衡序列Xt經(jīng)過(guò)d次差分后達(dá)到平穩(wěn)，則稱其為d階單整序列；若序列X1t，X2t…Xnt都是d階單整的，若存在一個(gè)向量α＝（α1，α2，…αk），使得αXt～I(xiàn)（db），其中0＜b≤d，則此時(shí)Xt即為協(xié)整的。構(gòu)成兩變量線性組合的系數(shù)向量（a1，a2）為協(xié)整向量，對(duì)k個(gè)時(shí)間序列的協(xié)整以此類推。

3.誤差修正模型（ECM）——變量短期內(nèi)相關(guān)關(guān)系的檢驗(yàn)

根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量，它們之間的短期非均衡關(guān)系總可以用一個(gè)誤差修正模型來(lái)描述：

其中，μt－1是非均衡誤差項(xiàng)或者說(shuō)是長(zhǎng)期均衡偏差項(xiàng)，λ是短期調(diào)整參數(shù)。對(duì)于（1，1）階自回歸分布滯后模型，可表述為△yt＝a1△x＋a2（yt－1—βxt－1）＋μt，其中β是第一階段估計(jì)出來(lái)的，體現(xiàn)了兩變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，而yt－1—βxt－1是誤差修正項(xiàng)，記為ECM，繼續(xù)用OLS法估計(jì)a1、a2，a1的估計(jì)值體現(xiàn)了兩變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

4.格蘭杰檢驗(yàn)——變量間因果關(guān)系的分析

Granger指出，如果變量之間是協(xié)整的，只能說(shuō)明兩變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為進(jìn)一步確認(rèn)二者之間是否存在因果關(guān)系則需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。如根據(jù)y的過(guò)去值進(jìn)行自回歸，如果把X的滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)y的預(yù)測(cè)，就可以認(rèn)為X是Y的Granger原因，反之亦然。檢驗(yàn)方程如下［13］：

其中μt為零均值非自相關(guān)隨機(jī)誤差項(xiàng)（自噪聲）。原假設(shè)為：H0：βj＝0（j＝1，…n）意味著x不是y的原因。若原假設(shè)成立，則有：

（二）變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.變量選取

本文以1991－2010年作為研究時(shí)段，以安徽省實(shí)際利用外資金額來(lái)反映外商直接投資的水平，用FDI表示，該指標(biāo)是經(jīng)過(guò)各年的銀行中間匯率換算所得的結(jié)果，單位以萬(wàn)美元計(jì)算。以每年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)反映經(jīng)濟(jì)水平，用GDP表示，單位以億元計(jì)算。為了減少數(shù)據(jù)可能存在的異方差，我們對(duì)兩組時(shí)間序列分別取自然對(duì)數(shù)，即以LFDI、LGDP來(lái)反映安徽省FDI和經(jīng)濟(jì)水平的狀況，其相應(yīng)的一階差分用D（LFDI）和D（LGDP）表示，二階差分用D（LFDI，2）和D（LGDP，2）表示。

2.數(shù)據(jù)處理

本文的實(shí)證分析中主要采用一元線性回歸分析方法［4］，將FDI作為模型的解釋量，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為被解釋變量引人到方程中建立如下模型：

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷GDP與FDI之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其次利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)分析二者的關(guān)系，最后利用最小二乘回歸分析FDI對(duì)安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度，下面的檢驗(yàn)和實(shí)證分析部分都將借助于Eiews6.0完成。

（三）實(shí)證研究

1.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性分析，檢驗(yàn)時(shí)采用AIC最小準(zhǔn)則自動(dòng)選擇滯后階數(shù)，檢驗(yàn)順序如下：從含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間項(xiàng)模型開始，然后為只含常數(shù)項(xiàng)模型，最后為既不含常數(shù)項(xiàng)也不含時(shí)間項(xiàng)模型。對(duì)變量LFDI和LGDP及其一階差分和二階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，LFDI和LGDP均沒(méi)通過(guò)5%的臨界值檢驗(yàn)，表明這兩個(gè)變量都存在單位根，為非平穩(wěn)性序列。D（LFDI）和D（LGDP）也沒(méi)有通過(guò)5%的臨界值檢驗(yàn)，表明這兩個(gè)變量的一階差分也為非平穩(wěn)性序列。而D（LFDI，2）和D（LGDP，2）均通過(guò)了1%的臨界值檢驗(yàn)，表明這兩個(gè)變量的二階差分均為平穩(wěn)性序列，即LFDI和LGDP都是I（2）的。

表3 LFDI和LGDP的ADF檢驗(yàn)

2.協(xié)整分析與誤差修正

本文采用EG兩步法對(duì)LFDI和LGDP兩變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。我們首先用OLS法對(duì)LFDI和LGDP進(jìn)行回歸估計(jì)，建立如下模型：

OLS估計(jì)結(jié)果為：

其中，括號(hào)內(nèi)是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t檢驗(yàn)值。由于D.W.值比較低，即殘差項(xiàng)有較強(qiáng)的一階自相關(guān)性。因此將模型加入一階自回歸，估計(jì)結(jié)果如下：

可以發(fā)現(xiàn)，常數(shù)項(xiàng)的t檢驗(yàn)值過(guò)低，通不過(guò)檢驗(yàn)，同時(shí)D.W.值也沒(méi)有超過(guò)1，因此將模型去掉常數(shù)項(xiàng)，且再加入二階自回歸進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：

通過(guò)D.W.值還無(wú)法確定是否存在一階自相關(guān)，因而對(duì)該模型的殘差進(jìn)行LM 檢驗(yàn)，LM（1）＝9.4347，P＝0.0078；LM（2）＝4.4037，P＝0.0328，說(shuō)明該模型存在一階和二階自相關(guān)。因此加入三階自回歸，估計(jì)結(jié)果為：

由于D.W.值比較接近于2，可知該模型中不存在一階自相關(guān)，但不知是否存在高階自相關(guān)，因此對(duì)其殘差進(jìn)行LM 檢驗(yàn)，得到 LM（1）＝0.4094，P＝0.5334；LM（2）＝0.8761，P＝0.4414；LM（3）－0.9153，P＝0.4652，表明殘差序列既不存在一階自相關(guān)，也不存在高階自相關(guān)。White異方差檢驗(yàn)（沒(méi)有交叉項(xiàng)）結(jié)果為，卡方為0.4826，伴隨概率為0.7856，表明殘差序列不存在異方差，各變量的t統(tǒng)計(jì)量都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)；因此，該模型的設(shè)置合理。對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，選擇既無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)也無(wú)常數(shù)項(xiàng)，根據(jù)AIC最小準(zhǔn)則滯后階數(shù)選擇5，殘差的ADF統(tǒng)計(jì)量為－3.383385，1%顯著性水平下的臨界值為－2.771926，由此可見(jiàn)殘差不存在單位根，即為平穩(wěn)性序列，因而LGDP和LFDI之間存在協(xié)整關(guān)系，表明FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。式（12）即為L(zhǎng)FDI和LGDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系式，如果LFDI的系數(shù)為正，說(shuō)明安徽省FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的拉動(dòng)作用；從回歸系數(shù)看，F(xiàn)DI每增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.068%。從長(zhǎng)期來(lái)看，加大FDI對(duì)安徽的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的正向影響。

3.誤差修正模型

具有協(xié)整關(guān)系的變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但短期內(nèi)可以是不均衡的。以LFDI的一階差分和ECM的一階滯后為解釋變量，以LGDP的一階差分為被解釋變量，建立如下模型：

OLS估計(jì)結(jié)果為：

GDP的短期變動(dòng)受FDI和ecmt－1的影響，從系數(shù)的估計(jì)值可以看到，當(dāng)FDI短期浮動(dòng)1%會(huì)造成GDP變動(dòng)0.074326%；在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差調(diào)節(jié)機(jī)制將以0.286520的調(diào)整力度修正本年度的GDP增加值，降低和避免長(zhǎng)期均衡關(guān)系的偏差在數(shù)量和規(guī)模上的擴(kuò)大。

4.因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明安徽省FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系，我們要采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)才能知道。雖然外商直接投資序列LFDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)序列LGDP為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但由于兩者之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，根據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)原理利用兩個(gè)序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，滯后階數(shù)選擇4，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

在5%的顯著性水平下，LFDI是引起LGDP的Granger原因，LGDP也是引起LFDI的Granger原因，表明安徽FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系：FDI是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是引起FDI的格蘭杰原因；表明安徽FDI的引進(jìn)帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也加快了FDI的發(fā)展。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

1.安徽省FDI與GDP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系

協(xié)整分析可知，外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.068，即外商直接投資每增長(zhǎng)1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.068%，表明安徽長(zhǎng)期加大外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的帶動(dòng)作用。

2.安徽省FDI與GDP之間存在雙向因果關(guān)系

通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是引起FDI的格蘭杰原因，表明FDI帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)促進(jìn)了FDI，實(shí)現(xiàn)了FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性循環(huán)。

（二）政策建議

從上述論證可以看出繼續(xù)吸引外商直接投資對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的意義，因?yàn)橥馍讨苯油顿Y的引進(jìn)帶來(lái)的不僅是資金，還有先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，會(huì)間接帶動(dòng)安徽經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，因此我們還應(yīng)做好以下工作：

1.營(yíng)造良好的投資環(huán)境

以皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為契機(jī)，安徽省政府要進(jìn)一步完善利用外資政策，更大力度地鼓勵(lì)外商到中國(guó)投資，完善外商投資軟環(huán)境，進(jìn)一步落實(shí)外商投資企業(yè)的國(guó)民待遇，規(guī)范市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)秩序，保護(hù)知識(shí)產(chǎn)權(quán)。

2.優(yōu)化外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

大力發(fā)展生產(chǎn)，增強(qiáng)自身實(shí)力和影響力，積極引導(dǎo)外資的投向，擴(kuò)大外商投資領(lǐng)域，不斷提高利用外資的質(zhì)量和效益。

3.充分發(fā)揮安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資的互動(dòng)作用

利用安徽省的各種資源優(yōu)勢(shì)，加大改革的力度，以經(jīng)濟(jì)實(shí)力來(lái)吸引外商的直接投資。以此促進(jìn)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性循環(huán)。

4.防范國(guó)際收支的潛在風(fēng)險(xiǎn)

經(jīng)濟(jì)管理部門應(yīng)加強(qiáng)對(duì)外資流量和存量的監(jiān)測(cè)、預(yù)警，加強(qiáng)國(guó)際收支統(tǒng)計(jì)分析，以及時(shí)發(fā)現(xiàn)異常和隱患。

5.培養(yǎng)和引進(jìn)高級(jí)人才

給外商提供一個(gè)公平、公正、透明的投資環(huán)境。提高政府的工作效率，對(duì)于一些競(jìng)爭(zhēng)性的行業(yè)應(yīng)該用登記制來(lái)代替審批制。政府和企業(yè)應(yīng)該用更加優(yōu)越的條件吸引各類人才來(lái)安徽發(fā)展。

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Empirical Research on Foreign Direct Investment and Economic Growth in Anhui Province

Du Junjuan

By means of the direct growth model of GDP with FDI，the relationship between FDI and economic growth in Anhui province was empirical examined by the method of unary linear regression，based on the economic data from 1991to 2010in Anhui province and the econometric methods of cointegration test and Granger causality test.The results show that there exists a two－way Granger causal relationship and positive interaction between FDI and GDP.

foreign direct investment；economic growth；ADF unit root test；cointegration test；Granger causality test

F061.2

A

1673-1794（2012）06-0052-05

杜俊娟（1981－），女，安徽和縣人，碩士，講師，會(huì)計(jì)師，主要從事投資理財(cái)與財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)等方面的教學(xué)與研究。

安徽省教育廳人文社科項(xiàng)目：外資利用對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響與實(shí)證分析（2010sk510）；2012年高等學(xué)校青年骨干教師國(guó)內(nèi)訪問(wèn)學(xué)者項(xiàng)目：安徽新華學(xué)院青年教師骨干教師項(xiàng)目（2010x9907）

2012-07-11