外商投资与经济增长论文

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。今天小编给大家找来了《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。

外商投资与经济增长论文 篇1：

金砖国家外商投资与经济增长关系研究

摘要：基于面板VAR模型，采用金砖国家2004-2017年的经济增长、外商直接投资的相关数据，运用脉冲响应方差分解分析方法对这二者的动态关系进行定量分析.研究表明：滞后两期的经济增长是外商直接投资的格兰杰原因;在短期内，外商投资对经济增长的刺激作用比较明显;经济增长吸引更多的外商投资，并且随着时间的推移其贡献率越来越高.

关键词：外商直接投资;经济增长;面板VAR模型;金砖国家

ResearchontheRelationshipBetweenEconomicGrowthandForeignInvestmentinBRICSCountries

DUANDong，SUNXin

(SchoolofStatisticsandAppliedMathematics，AnhuiUniversityofFinanceandEconomics，Bengbu233000，China)

Keywords：foreigndirectinvestment;economicgrowth;panelVARmodel;bricscountries

經济全球化促进了商品和资本在各国间的流动，外商直接投资作为资本在各个国家流动备受瞩目，特别是在20世纪90年代之后，外商直接投资已经成为包括我国在内的发展中国家资本渗入的主要方式.金砖国家通过开放透明、团结互助、深化合作、共谋发展的原则在外商投资方面可以绕开一些贸易壁垒，也可省去手续上一些不必要的麻烦，更好地促进资本的流动，更好地发挥出各国的优势.

投资是促进经济发展的“三驾马车”之一，在国民经济发展过程中起着不可忽视的作用.[1]外商直接投资作为投资的一项来源，除了给东道国带来资金上的支持之外，还带来先进的技术、设备.探讨外商直接投资是否总能对一国的国民经济发展产生正向而没有不利影响，对经济增长与外商投资之间的关系进行分析，对于促进区域经济增长，实现经济又好又快发展以及对于国家相关政策的制定具有十分重要的意义.

国内外关于这方面的研究比较多，大多数研究成果认为，外商直接投资能对国民经济的发展起到正向作用.ChengchunLi，SaileshTanna[2]在研究外国直接投资对全要素生产率增长的关系时认为二者的直接影响较弱，但是在把人力资本和机构看成偶然因素后发现，外国直接投资诱导的生产力增长依赖于这些“吸收能力”.舒彤和刘纯霞[3]研究外商直接投资和经济增长关系发现，外商直接投资在长期中能刺激中国的经济增长，但是作用有限，并且在不同的时期中影响效果并不完全统一，需要长短期结合来分析.叶阿忠和陈晓玲[4]通过构建半参数面板空间向量自回归模型，根据脉冲响应函数分析相关关系，认为是FDI与经济增长互相对彼此的时空滞后效应为正.廉丽娜[5]基于省域层面研究了甘肃省的外商直接投资对经济增长的影响，认为经济增长与投资存在均衡关系，外商直接投资能很好的促进经济增长，且具有发展潜力.但是也存在不同的观点，沈国云[6]对中国汽车产业实证研究的结论为，外商直接投资对经济增长质量影响是负向的，但是这种抑制作用在对外开放水平提高后有所减小.陈余西和舒展[7]认为，改革开放以来，虽然随着外商直接投资的增加，表面上看是拉动了中国的经济增长，但是中国丧失了经济上的自主性，对我国的本土工业、国家政策的实施等都造成了伤害.孟庆强[8]对我国东部11个省份的面板数据进行建模分析，结果表明，外商直接投资一个因素不能带来经济增长，这个因素与人力资本等因素相结合才能促进经济的增长;政府支出以及国内投资也是能使外商投资促进经济增长的积极因素.叶阿忠和郑万吉[9]认为，在短期内，外商直接投资会抑制经济的增长，长期看对经济有拉动作用，但是会带来不可避免的环境问题.

纵观整个学术界，虽然在外商投资与经济增长的关系研究中，已经存在相当丰硕的成果，但对国际中外商投资与经济增长的关系尚缺少实证研究.本文基于面板VAR模型，采用金砖国家2004-2017年的经济增长、外商直接投资的相关数据，运用脉冲响应方差分解分析方法，对经济增长与外商直接投资之间的关系进行实证分析，旨在发挥外商直接投资的最大价值，促进区域经济增长，实现经济又好又快发展.

1模型设定与指标选取

1.1模型设定

向量自回归模型可根据联立方程单个方程的回归结果估计出全部内生变量的动态关系.相比于传统的VAR模型，由Holtz等人提出的面板VAR模型，允许样本间存在个体差异，且能反映出每个个体在相同的截面上可能受到的共同冲击，一般来说当T≥2p+2(T为时间序列的长度，p为滞后阶数)时，能较稳定地估计出模型的参数，因此，本文利用2004-2017年金砖国家的面板数据，通过构建面板VAR模型研究外商直接投资与经济增长之间的动态关系.含有N个变量滞后k期的VAR模型：

Yt为N×1阶时间序列列向量，∏1，…，∏k为N×N阶参数矩阵，μ为N×1阶常数项列向量，ut～IID(0，Ω)是N×1阶随机误差列向量，方程中每一个元素都是非自相关的，但是不同方程之间对应的随机误差项可能存在相关.

1.2指标的选取

经济增长经济增长是在一定时期内的一个国家或地区的总产出与以往相比实现的增长，总产出一般用国内生产总值GDP衡量.经济实现正向增长为经济景气，一个国家或者地区的总产出也就是财富相对会增加，这个区域会增加就业机会，失业率也会下降.本文选取金砖国家2004-2017年的国内生产总值来衡量经济增长，数据来源于《金砖国家联合统计手册》.

外商直接投资外商直接投资是外国个人、企业和经济组织用现汇、实物、技术等在本国直接投资的行为.外资投资过程是一个资本累积过程，其时效具有滞后性.本文采取FDI存量衡量外商直接投资的影响，利用永續盘存法，借鉴陈国亮和陈建军[11]求初始年份存量的方法进行FDI存量的计算，折旧率采用《外商投资企业和外国企业所得税法实施细则》第三十三条规定的外资企业固定资产残值率，一般为10%.

第一年(2004年)第i个国家的FDI存量为：

FDIi2004=fdii2004/(gi+α).(2)

其中，fdii2004表示2004年第i个国家当年的FDI流入值，gi表示第i个国家2004年到2017年的年均GDP增长率，α采用10%为折旧率，从2015年开始的FDI存量计算为：

FDIi(t)=FDIi(t-1)-αFDIi(t-1)+fdii(t).(3)

2实证分析

2.1平稳性检验

为了研究金砖国家的外商投资与经济增长的关系，本文选用VAR模型进行实证分析.为了避免模型构建过程中出现虚假回归现象，首先对各变量数据的平稳性进行单位根检验.本文选取变量对数消除可能存在的异方差影响，分别记为lnFDI和lnGDP.运用Eviews得到结果见表1和2.由表1和表2可知，lnGDP和lnFDI检验的P值都小于0.05，说明这两个变量都通过了5%显著性水平下的检验，这两个变量都是平稳的，因此，可以直接用原始序列建立模型.

2.2最优滞后阶数确定

采用AIC，BIC，HQIC信息量最小准则进行最优滞后阶数的选择.用stata15.0得到的结果见表3.由表3的检验结果可知，当滞后期为2时，所有统计量的值达到了最小，说明应该选择建立滞后期为2的VAR模型.

2.3格兰杰非因果检验

运用Eviews10软件对面板数据进行检验，得到的结果见表4.由表4可知，从P值来看，在5%的显著性水平下外商直接投资与经济增长的关系显示，经济增长单方面是外商直接投资的格兰杰原因，外商直接投资与经济增长是单向的因果关系.实际上，投资会影响经济增长，只是在这个检验中没有检查出来而已.

2.4VAR模型参数估计及模型稳定性检验

建立面板VAR(2)模型，研究变量间存在的关系.模型估计结果见表5.

模型还可以转化为以下形式：

其中，lnFDI(-1)，lnFDI(-2)，lnGDP(-1)，lnGDP(-2)分别为lnFDI，lnGDP的滞后第一期、滞后第二期.

从方程可以看出，当滞后一期的GDP每增加1%，FDI大概增加0.166%;而滞后两期的GDP与FDI呈现反向关系，当GDP增加1%时，FDI减少0.069%.因为在VAR模型中的参数没有零约束，只有一致性，所以参数估计值都保留在模型中，故VAR理论只注重整体效果，是利用脉冲响应以及方差分解来分析模型整体的动态特征.本文采用AR根检验法来对构建的VAR(2)模型进行检验，用Eviews10得到AR根检验图见图1.

根据图1AR根检验的结果可知，所有根模倒数均在单位圆内，说明面板VAR(2)模型是稳定的，可以进行接下来的脉冲响应和方程分解等预测分析.

2.5脉冲响应分析

脉冲响应函数主要是描述一个内生变量对单位误差冲击的反应，可以用来反映变量间的动态关系.本文利用Eviews10得到的滞后二阶脉冲响应图表示(图2).

(1)如果对外商直接投资lnFDI给予单位冲击，外商直接投资本身在短期内的增长有較大幅度上升趋势，在第4期到达最大值滞后，增加的幅度呈现下降趋势，但是幅度比较小，并在第19期基本趋于稳定，说明外商直接投资的增加在短期内会吸引更多的外商投资，呈现出短期的集聚效应.随着外商直接投资的增加，外商投资增加的幅度不断减小，这也与现实情况是相符的，因为一个国家或者一个地区的资源承载力是有限的，当投资者在能预见的时期内，认为一个地区的资源及其他技术、设备等条件，已经达到了能供养的人口最大值，便不会增加投资.经济增长lnGDP对外商直接投资lnFDI的反应在很短时期内，大概2期内有一个小幅度上升，然后增长逐渐减少，在第15期基本趋于平稳.说明外商直接投资短期内会带来经济增长，但在一个较长的时期内，经济增长反而呈现出下降的趋势，这主要是由于环境的溢出效应.在较短的时期内，投资一方面会带来技术、设备等资源，另一方面会提高劳动就业率，从而创造出更多的财富，体现为经济的较快增长.工业发展到一定的水平，带来更多的环境问题，前期的发展可能是以牺牲环境为代价，所以经济发展速度低于之前的水平.

(2)如果对外商直接投资lnGDP给予单位冲击，外商直接投资的增长幅度呈现不断上升趋势，并在第16期达到最高点趋于稳定，说明GDP的增长对吸引外商投资有着正向的促进作用，结论是经济增长能带动外商投资的增加，吸引外商投资时可以从经济增长这个角度出发;经济增长幅度达到最大值后，增幅呈现出较小的下降.因为一个地区的矿产、水、森林等自然资源是有限的，而人口是呈指数函数增长的，当达到最高值后基本趋于稳定.还有一个原因是当经济发展到一定水平，如果没有人力资本的支撑，其进步将减缓.

2.6方差分解分析

运用方差分解方法分别对经济增长(lnGDP)、外商直接投资(lnFDI)进行方差分解，结果见表6.由表6方差预测分析结果可知，第1期经济增长lnGDP对其自身的贡献率为79%，到第13期时贡献率达到94%，但是外商直接投资对经济增长的贡献率在下降，表明经济增长更多靠的是其自身的资本积累，当资本、技术等累积到一定程度时，外商直接投资对经济增长的影响是下降的，这可能与提高外商投资所带来的环境问题有关;第1期外商直接投资lnFDI对其自身的贡献率为100%，随着时代的发展，经济增长lnGDP在第14期对外商直接投资的增长率已经超过60%，说明经济增长对吸引外商投资存在显著的影响，经济发达地区能得到更多的外商投资.结论与前面脉冲响应得到的分析结果基本相符合.

3结论与政策建议

3.1结论

(1)经济增长只是外商直接投资的单向格兰杰原因.

(2)在短期内，外商直接投资对经济增长的促进作用比较明显，长期来看，效果并不是很理想;经济增长不管是从长期还是短期来说都在促进外商直接投资的增加.

(3)外商直接投资对促进经济增长的贡献率不是很显著，经济增长对其自身的贡献率占了绝大部分;经济增长对提高外商投资方面的贡献率越来越大，是吸引外资的重要动力.

3.2政策建议

3.2.1积极引进外商投资，促进经济发展

外商投资在短期内会促进国家的经济发展.金砖五国代表着新兴市场国家和发展中国家，在经济全球化的今天，更应该不断提升其组织的国际影响力，在这个谋和平、求发展、促合作的时代潮流中，充分发挥其成员国的优势.中国缺乏资源而人口众多，积极引进外商投资意味着能提供更多的岗位，提升就业率，从而促发展.俄罗斯是能源大国，引进外商投资能更有效利用本国的资源.各个国家深入交流，引进更多的外商投资来促进国家的发展，让世界经济发展的更加平衡，国际关系也更加合理.

3.2.2制定相关法律，加强监控管理

各国关于外商引进方面的法律法规还不是特别完善，有些国家甚至成为发达国家的避难所，在其他国家投资对环境有着巨大破坏力的行业工厂谋利，这就需要制定一套标准来限制这种企业的引进，对已经引进的企业进行精准识别，应制定出一套在国际上通用的标准.世界是一个整体，环境带来的问题，是事关整个人类的生存问题.

3.2.3加强宣传，稳定经济增长对外商投资的带动作用

经济增长是提高外商投资的一个重要因素，外商的投资必然是有价值的投资，一方面外商投资在资本形成、全要素生产率提高和产出增长上具有明显的促进作用.另一方面，在资本累积以及产出增长到一定程度时必然带来更多的外商投资.从经济增长对外商投资的促进作用看，金砖国家在顺应经济全球化大环境下，增强彼此间的合作关系，以求实现经济的平稳增长，能吸引更多的外商投资，实现一个良性循环，从而为世界多极化做出自己的努力.

3.2.4妥善处理外商投资的溢出效应，促进产业升级

从短期看，外商投资可以促进区域的经济增长;从长期看，存在着外商投资的溢出效应——很重要的原因是企业的创新能力尚有欠缺——各个国家应当合理利用这个溢出效应，从而完成产业结构的优化升级.金砖国家应当利用外商直接投资的资金，完成对企业的改造，提高其管理水平，完善管理模式，淘汰落后产能，提高创新能力，在世界经济的大舞台中，留下浓墨重彩的一笔.

参考文献

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[15]储相宜.产业结构对我国经济增长影响的实证分析[J].现代商业，2014(23)：82-83.

编辑：琳莉

收稿日期：2019-09-15

基金项目：国家社科基金重点项目(18AJY014);安徽高校自然科学研究项目(KJ2018ZD043);安徽财经大学研究生科研创新基金项目(ACYC2018196)

作者简介：段东(1997-)，女，安徽砀山人.硕士，主要从事资源与环境统计研究;孙欣(1973-)，男，安徽庐江人.教授，博士，硕士生导师，主要从事资源与环境统计研究.

作者：段东 孙欣

外商投资与经济增长论文 篇2：

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3：

湖北省对外贸易FDI与经济增长关系的实证研究

摘要:文章基于1991-2008年湖北省进出口总额、FDI和国内生产总值的数据,利用协整理论及格兰杰因果检验方法,分析湖北省对外贸易、FDI与经济增长之间的关系。实证分析结果表明:湖北省对外贸易、FDI与经济增长之间存在显著关系。因此,湖北省在发展对外贸易时应出口贸易与进口贸易并重,以促进经济的稳定增长。

关键词:FDI;经济增长;协整;格兰杰因果检验

一、引言

改革开放以来,湖北省充分利用独有的地缘和人缘优势,在对外贸易和利用FDI方面成绩显著。全省的进出口总额从1991年的70.85亿元增加到2008年的549.53亿元。FDI从1991年的2.39亿元增加到2008年的86.73亿元。但湖北省作为我国中部地区的农业大省,对外贸易发展却相对比较落后,所以研究湖北省对外贸易、FDI与经济增长之间的关系对于湖北省制定适当的经济增长与对外贸易发展战略有着重要的指导意义。

二、文献综述

(一)对外贸易与经济增长

Ghartey(1993)对美国、日本和我国台湾省的经济数据进行分析后发现,美国的GDP是其出口增长的原因,我国台湾省刚好相反,在日本两者则互为因果关系。Karunaratne(1994)对澳大利亚1959年第3季度至1992年第2季度的数据检验基本支持出口促进经济增长的观点。杨全发(1998)在论述了出口促进经济增长的机制和条件后,利用Balassa及Feder建立的模型进行实证分析,结果表明,中国出口对经济增长的促进作用不明显。宋少华、宋泓明(2001)分析了我国1978-1999年出口与GDP的关系,认为短期内出口促进了经济增长,但在长期内却并不明显。姚丽芳(2002)利用进口分解分析法测定了对外贸易对经济增长的贡献,结果表明对外贸易对经济增长的作用可能大,也可能小,也可能为负,主要是依赖当年的国际经济环境。

(二)FDI与经济增长

关于FDI与经济增长的关系理论,由Chenery和Strout(1966)认为外FDI通过弥补资金缺口促进经济增长,同时由于存在结构刚性,经济增长会受到国内资源不足的制约,因此引进外资有助于弥补储蓄和外汇缺口,进而推动经济增长和结构转换。Romer(1990)构建了内生增长模型,着重强调技术扩散对于小国及广大发展中国家经济持续增长的作用。姚洋(1998)利用第三次全国工业普查资料进行多因素回归分析后,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。沈坤荣、耿强(2001)构建了一个包含FDI和人力资本的内生增长模型,认为FDI的增长导致了经济增长率的增加。

(三)对外贸易、FDI与经济增长

国外有Ekanayake、RichardVogel(2003)等,在国内有刘学武(2000)、康赞亮和张必松(2006)周春运和王波(2006)等。这些研究基本是对中国整体的对外贸易、FDI流入与经济增长关系进行的实证分析,对于地区的研究较少。本文就以湖北省为例,利用现有的统计数据,检验湖北省对外贸易、FDI与湖北省经济增长的关系,并为相应的结论提出简要的对策。

三、实证分析

(一)数据处理

用进出总额来反映对外贸易;FDI表示外商直接投资;用地区生产总值反映经济增长。考虑到进出口总额、外商直接投资的数据是以美元表示的,用当年美元对人民币的年平均汇率将其换算为以人民币表示的进出口和FDI,用居民消费价格指数(1990=100)把地区生产总值、出口、进口、FDI折算成实际值,依次用RGDP、REX、RIM、RFDI来表示。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,所以分别进行自然对数变换,变换后的变量分别用LNRGDP、LNREX、LNRIM和LNRFDI来表示。数据来自于《湖北省统计年鉴》,样本数据为1991-2008年的年度数据,检验过程均是在Eviews5.0中进行。

(二)平稳性检验

在进行回归分析时,要求所用的时间序列必须是平稳的,否则会产生“伪回归”问题。然而,现实中的经济时间序列通常都是非平稳的,破坏了平稳性的假定,为了使回归有意义,可以对其实行平稳化。常用的方法是对水平序列进行差分,然后用差分序列进行回归,但这样做的结果则忽视了水平序列所包含的有用信息,而这些信息对分析问题来说既是必要的又是重要的,协整理论则提供了一种处理非平稳数据的方法。本文采用扩展的ADF检验,检验结果如表1所示,Δ表示变量的一阶差分;变量的临界值括号内数字代表显著性水平。

从表1看出,LNRGDP的ADF统计量大于ADF分布表中的临界值,不能拒绝存在单位根的零假设,该序列是不平稳的。同样,LNREX、LNRIM、LNFDI也不能拒绝存在单位根的零假设,因此它们是非平稳的时间序列。LNRGDP、LNREX、LNFDI、LNRIM的一阶差分ΔLNRGDP、ΔLNREX、ΔLNFDI、ΔLNRIMD拒绝存在单位根的零假设,那么,LNRGD与LNREX、LNRIM、LNFDI都是一阶单整序列,它们可能存在协整关系。

(三)协整关系检验

根据以上分析,4个变量都是非平稳的时间序列,如果用传统的回归方法对变量进行回归,并作为推断变量之间的相互关系,可能会产生谬误的结论。因为,在回归分析过程中,传统的显著性检验所确定的变量间的关系事实上可能根本就不存在,可能只是一种“伪回归”。为了克服“伪回归”,通常的办法是对随机游走的变量进行差分使其变换为平稳序列,但是这样做又可能导致变量之间长期关系的信息损失。另一种办法,就是采用协整分析方法。根据本文的需要,使用JJ极大似然法,得到的结果如表2所示。

由上述协整检验结果我们可以得到,湖北省的国内生产总值与进出口、FDI之间存在协整关系,即湖北省对外贸易、FDI和经济增长之间存在长期均衡关系。

(四)格兰杰因果检验

协整检验告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,需要进一步验证,格兰杰因果检验可以解决此类问题。根据赤池信息准则确定各变量的滞后阶数为2,对各变量的Granger因果检验结果见表3。

从表3中可以看出,在5%的显著性水平上,湖北省的经济增长与出口增长之间不存在因果关系;经济增长和进口增长之间存在双向因果关系,即进口增长与经济增长存在着相互影响与相互促进的作用;经济增长和FDI之间存在单向因果关系,即FDI是经济增长的原因;进口和出口之间存在双向因果关系,即进口与出口存在着相互影响与相互促进的作用。

四、结论及建议

1、结论如下:

第一,湖北省对外贸易、FDI与经济增长的时间序列均为非平稳序列,但它们的一阶差分是平稳的,它们之间存在长期均衡关系,各变量通过长期均衡关系相互影响。

第二,湖北省经济增长与出口不存在格兰杰因果关系,这说明出口在经济增长中的“导向性”作用还不明显。这与沿海省份改革开放以来表现出的外向型增长模式有很大的不同,也说明湖北省的对外贸易虽然较以前有了很大的发展,但同经济增长的速度比起来还不够。

第三,湖北省经济增长与进口存在相互影响,相互促进的作用。以往一些研究主要集中在出口与经济增长的关系上,而忽视了进口与经济增长的内在关系,进口也是影响经济增长的一个重要因素。

第四,湖北省经济增长与FDI存在因果关系,即FDI是经济增长的原因。FDI通过投资乘数效应、技术外溢效应、贸易乘数效应等作用促进了湖北省的经济增长。

2、根据上述结论分析,提出促进湖北省外贸发展的对策建议如下:

第一,积极扩大内需,努力拓展国际市场。湖北省应加强基础设施建设,加快结构调整步伐,整顿和规范市场经济秩序,积极扩大内需;努力开拓出口市场,吸引国际资本,从而实现建设和谐湖北省的宏伟目标。

第二,进口贸易与出口贸易并重。出口不是经济增长的格兰杰原因,这虽然表明湖北省目前的经济增长还不是“出口导向型”的经济增长。但这并不说明对外贸易与经济增长之间没有因果关系。因此主张进口贸易与出口贸易并重,扩大对外贸易总额,以促进经济增长。

第三,要充分重视和扩大进口对经济增长的拉动作用。进口贸易对湖北省经济增长有一定的促进作用,但这种作用还比较微弱。正确看待进口贸易对经济增长的影响,要加强对外商投资企业进口的监督管理,要使湖北省本地企业在合作中尽可能多地掌握核心技术,提高合资产品的国产化程度,扩大生产设备和零部件的当地生产和采购比例。

第四,进一步提高利用外资的质量和水平。格兰杰对湖北省经济增长的影响很大。因此,在新形势下,湖北省除了要继续扩大利用外资的总量规模外,更应该十分重视提高利用外资质量和效率。

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(作者单位:徐永东,中南财经政法大学经济学院;马伟,西南大学政管学院)

作者：徐永东 马 伟