1、精品資料歡迎閱讀 FDI教育投入與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究 摘要：文章選取江蘇省1992-2009年外商直接投資（FDI）、教育經(jīng)費支出以及地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的數(shù)據(jù)作為研究樣本，運用Johansen協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗，對江蘇省FDI、教育經(jīng)費支出以及經(jīng)濟(jì)增長三者之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明，江蘇省外商直接投資對該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮了重要作用并對教育財政投入的增加也有相應(yīng)的影響，同時江蘇省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與教育財政投入的關(guān)系比較密切，兩者互為因果。關(guān)鍵詞：外商直接投資；教育投入；人力資本；經(jīng)濟(jì)增長中圖分類號：F127.53文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1001-862X（2011）0

2、5-0056-005一、引言改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)以年均超過9%的增長率增長，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)“增長的奇跡”。促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的因素很多，其中外商直接投資和人力資本投資是影響經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵性因素，所以外商直接投資以及人力資本投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系成為國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的熱點問題和焦點問題之一。在國外的研究中，Romer（1986）以及Lucas（1988）等提出內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，認(rèn)為發(fā)達(dá)國家可以對發(fā)展中國家產(chǎn)生一種能夠促進(jìn)其知識以及人力資本增長的正向的外溢效應(yīng)1-2。Benhabib和Spiegel（1994）在分析人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的作用時，運用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)所推導(dǎo)出的簡化公

3、式，選擇人力資本和實體資本作為解釋變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人力資本確實會影響經(jīng)濟(jì)的增長3。Borensztein、Gregorio和Lee（1998）研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI能否促進(jìn)發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長主要取決于發(fā)展中國家的人力資本水平，這也就意味著只有當(dāng)發(fā)展中國家的人力資本存量達(dá)到一定的臨界水平的時候，F(xiàn)DI的技術(shù)外溢效應(yīng)才能夠充分被發(fā)展中國家所吸收4。Bin Xu（2000）運用面板數(shù)據(jù)回歸模型，把全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，選擇了20個發(fā)達(dá)國家和20個欠發(fā)達(dá)國家，研究這40個國家的FDI吸收情況，結(jié)果顯示發(fā)達(dá)國家技術(shù)轉(zhuǎn)移的效果較好，然而欠發(fā)達(dá)國家的效果并不是很明顯，主要是因為欠發(fā)達(dá)國家沒有充足的人力資本去

4、吸收跨國公司的技術(shù)轉(zhuǎn)移5。國內(nèi)的學(xué)者也對三者之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。何潔（2000）從聯(lián)動效應(yīng)的角度考察了1993-1997年FDI對我國工業(yè)部門外溢效應(yīng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)只有建立在當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施完善、自身技術(shù)水平進(jìn)步、市場規(guī)模擴大以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高的基礎(chǔ)上，正向的外溢效應(yīng)才能產(chǎn)生6。沈坤榮、耿強（2001）通過構(gòu)建內(nèi)生增長模型，選取19871998年間國內(nèi)29個省、市及自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用Panel Data的方法進(jìn)行分析，結(jié)果表明FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)可以提高國民經(jīng)濟(jì)的綜合要素生產(chǎn)率7。趙江林（2004）研究表明，我國現(xiàn)有的人力資本水平對吸引外資的結(jié)構(gòu)、規(guī)模、質(zhì)量以及效果有著重要、甚至是

5、決定性的作用8。代謙、別朝霞（2006）在一個兩國內(nèi)生增長模型中分析研究了發(fā)達(dá)國家FDI產(chǎn)業(yè)選擇與發(fā)展中國家的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長問題，結(jié)果表明：發(fā)達(dá)國家FDI產(chǎn)業(yè)的選擇依賴于發(fā)展中國家自身的技術(shù)能力和競爭能力；FDI能否促進(jìn)發(fā)展中國家技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長依賴于發(fā)展中國家自身人力資本積累的情況9。周應(yīng)春（2010）通過構(gòu)建以受教育年限法為基礎(chǔ)、以累積效應(yīng)的人力資本為測度的模型，對我國的人力資本和FDI外溢效應(yīng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)，我國初步形成人力資本與FDI兩者之間的良性互動機制10。不論是物質(zhì)資本投資，還是人力資本投資，都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不可或缺的生產(chǎn)性投資，并且人力資本投資的收益

6、要大于物質(zhì)資本投資的收益，因此，我國應(yīng)該充分發(fā)揮勞動力豐富的優(yōu)勢，努力全面提高人力資本的整體素質(zhì)，只有這樣才能突破吸收FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移能力的瓶頸，最終增加我國的技術(shù)創(chuàng)新能力和科研水平。所以本文以江蘇省為例，選取1992-2009年相關(guān)數(shù)據(jù)，分析FDI和教育財政投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)以及三者之間的相互影響關(guān)系，這對于促進(jìn)江蘇省經(jīng)濟(jì)健康、快速地發(fā)展具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。二、實證分析（一）變量的選擇與數(shù)據(jù)的處理本文選取江蘇省1992-2009年的年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，原始數(shù)據(jù)來自江蘇省統(tǒng)計年鑒（1993-2010年）。以GDP、FDI和EDU分別表示江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值、外商直接投資以及教育經(jīng)費支

7、出。由于時間跨度較長，存在物價的變動，所以以1992年為不變價格對1992-2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了縮減，以消除物價對數(shù)據(jù)的影響因素。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不僅不會改變其原有的協(xié)整關(guān)系并能夠使其趨勢線性化，而且還能夠消除時間序列數(shù)據(jù)存在的波動異方差現(xiàn)象11，所以本文對經(jīng)過不變價格處理的GDP、FDI和EDU進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別表示為LnGDP、LnFDI和LnEDU。數(shù)據(jù)處理工具方面，均使用Eviews6.0對所選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。（二）時間序列的單位根檢驗運用計量軟件Eviews6.0，對江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值、外商直接投資以及教育經(jīng)費支出相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗，得到三者的相關(guān)系數(shù)矩陣。LnGD

8、P和LnFDI、LnEDU之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.969730和0.996103，LnFDI和LnEDU之間的相關(guān)系數(shù)為0.963280，這些數(shù)據(jù)表明三者之間存在著很強的相關(guān)關(guān)系。但這三者之間具體的相關(guān)關(guān)系的得出，需要建立合適的回歸方程。對時間序列進(jìn)行回歸分析的時候，首先需要考慮的是時間序列的平穩(wěn)性。在實踐中遇到的經(jīng)濟(jì)和金融數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)的時間序列12，如果直接對非平穩(wěn)的時間序列進(jìn)行回歸分析，所作的回歸極有可能是一種“偽回歸”，所以為了克服“偽回歸”這一現(xiàn)象，準(zhǔn)確判斷時間序列是否平穩(wěn)性，必須要對序列中的各變量進(jìn)行檢驗。檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系的前提是檢驗各個變量是否服從單位根過

9、程，也就是變量序列是否是一階單整過程（平穩(wěn)性）（Integrated of order 1），記作I（1）13。檢驗時間序列是否平穩(wěn)的方法有很多種，本文主要采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法檢驗各變量是否平穩(wěn)，是否包含單位根。檢驗結(jié)果如表2所示。根據(jù)表2的檢驗結(jié)果可知，LnGDP、LnFDI和LnEDU三個變量的原序列都存在單位根，都是非平穩(wěn)的時間序列，但是其一階差分序列都是平穩(wěn)的序列，即所有的變量都是一階單整變量，即它們是I（1）過程，滿足進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗的前提條件，因此可以進(jìn)一步對LnGDP、LnFDI和LnEDU之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗。（三）協(xié)整關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗的模型事實上是對非限制性VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后期影響非限制性VAR模型一階差分變量的滯后期14。當(dāng)前常用的協(xié)整關(guān)系檢驗方法主要有兩種，即EG兩步法和Johansen協(xié)整檢驗。EG兩步法主要針對的是兩個變量的單方程，對于多個變量的協(xié)整檢驗則通常選擇使用Johansen檢驗。本文涉及三個變量，采用Johansen協(xié)整檢驗方法，并根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）來確定VAR模型的最佳滯后期，其結(jié)果如表3所示。從表3的檢驗結(jié)果可以看出，在評價最佳滯后期的5個指標(biāo)中有4個認(rèn)為應(yīng)該建立VAR（