中国经济增长与外国直接投资间的关系分析——基于政府因素角度的研究，本文主要内容关键词为：直接投资论文,中国经济增长论文,角度论文,因素论文,外国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
外国直接投资(foreign direct investment,FDI)与东道国经济增长的关系一直是深受研究者们关注的重要课题。许多实证研究表明，FDI流入发展中国家促进了其经济增长。国内外众多学者(Kueh,1992;Lee,1994;De Gregorio,1992; Blomstrom et al,1994; Borensztein,1995; Balasubramanyam et al,1996；沈坤荣、耿强，2001；魏后凯，2002；武剑，2002；王成歧等，2002)对FDI与发展中国家经济增长的关系，用实证和计量检验的方法进行解释，从而得出了一些很有益的结论。
近年来，中国FDI流入量增长迅速，根据《中国统计年鉴(2005)》和《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》的数据，2004年中国吸引了约606.30亿美元的FDI实际流入量，2005年则吸引了约603.00亿美元。但是，FDI流入伴随着经济高速增长的同时，中国经济发展中存在的问题也越来越突出，产业结构调整带来下岗问题、城乡和地区差距问题、严重的腐败和社会福利损失、大学生就业难问题、大范围的生态环境破坏等，这些问题严重影响到中国的社会稳定和经济的可持续发展。国内外众多学者的研究主要考虑FDI的资本形成效应及其对经济增长的影响，却忽略了FDI对东道国社会全面影响的研究。本文在有关经济增长、FDI、地方政府保护主义的文献回顾基础上，建立了关于FDI与经济增长、地方保护问题间关系的数理分析模型，对模型中有关变量的数据利用计量模型进行了实证分析，最后得出本文的结论。
本文的结构安排如下：第二部分是研究问题的文献综述；第三部分构建本文研究问题的数理模型以及提出三个命题并得到一个结论；第四部分是计量模型的设定与有关数据的说明；第五部分实证研究FDI对中国经济增长及政府收入的影响；第六部分得出有关结论并指出进一步研究的方向。
二、文献综述
新古典增长模型由人均投资收益率和人均产出增长率是人均资本存量的减函数的假定，得出如果不存在外生技术变化，经济就会收敛于一个人均收入水平不变的稳定状态的结论。因而，在人口不增长及无外生技术冲击情况下，一国经济会出现零增长。以P.Romer和R.Lucas等为代表的经济学家提出的新增长理论，将知识、人力资本等要素内生化，使资本收益率可以不变甚至递增，人均产出也可以无限增长。在这两种不同理论框架下，FDI对经济增长的作用在理论上的结论是不同的。在新古典增长理论框架下，FDI流入只能对东道国经济增长发挥水平效应(leve effect)，不能发挥增长率效应(rate effect)；FDI只能在短期内影响东道国经济增长，长期内，FDI不能改变总产出的增长率。即使FDI在短期内能对经济增长产生影响，也必须依赖于稳态均衡增长路径。而在新增长理论分析框架下，FDI可以通过多种途径影响经济增长。Balasubramanyam et al.(1996)认为，根据内生增长理论，FDI可被认为是资本存量、技术诀窍和相关技术的组合，在理论分析中，FDI可以通过不同方式影响经济增长。
国内学者对FDI问题的有关研究主要集中于FDI对经济增长的影响、FDI的最优规模问题和影响FDI流入因素的分析（牛南洁，1998；张帆、郑京平，1999；鲁明泓，1999；江小涓，2002；罗长远、赵红军，2003；朱东平，2004；白重恩等，2004；姚枝仲、何帆，2004；沈坤荣、耿强，2001），主要的研究方法包括简单多元回归分析、面板数据(panel data)分析方法、Granger因果检验、非线性系统动力分析方法等。他们得出的结论不尽相同，但绝大多数的结论是FDI的引入对中国经济增长的推动作用并不大，相反，随着时间的推移，消极作用却越来越明显。为什么会出现这种情况是本文分析的重点所在。
为了对这一问题从一个新的角度更好地加以解释，本文引入了关于地方政府间合作问题的分析，这就涉及到地方保护问题。国内学者（白重恩等，2004；周黎安，2004；周业安、冯兴元、赵坚毅，2004；孙于华，2001；周业安、赵晓男，2002；金太军、汪波，2003）对地方保护问题的研究主要从中央—地方角度，采用数理模型（如博奕论建模等）或数据分析（如panel data分析）方法对这一问题加以研究，最后的结论基本相同，即地方保护主义不利于全国范围内资源配置效率的提高，带来了消极的影响。
综上所述，我们可以发现，虽然在这三个层面上进行研究的理论文献非常丰富，但是将三者结合在一起的研究则相当欠缺。因此，本文试图将这三个角度结合起来对中国吸引FDI问题进行研究，最终得出有关的结论。
三、数理模型的构建和相关假说的提出
本文构建模型的基本逻辑思路为：首先，对于吸引FDI流入，东道国政府可以通过政策加以控制与引导（比如优惠的税收政策等）。其次，FDI作为一种特殊的资本，可以通过三个途径对东道国经济增长产生危害作用。即：通过集体行动的方式，控制东道国政府的政策制定；通过控制东道国市场，形成垄断市场；FDI的流动具有双向性，一旦大规模流出，就会通过C-D函数的形式对东道国的就业和产出产生显著的消极影响。最后，可能出现东道国政府付出巨大成本吸引来的外资却给本国经济安全带来严重隐患。
通常情况，当FDI企业与具有共容利益的东道国政府利益一致时，FDI会成为推动当地经济增长的重要因素；当FDI企业是全球化生产利润最大化追求者且过分追求短期利益时，FDI则可能成为当地经济增长的阻碍因素。
政府的一些政策会使一部分人得益而另一部分人受损，受益人与受损人都会试图影响政府的决策过程。如果他们的影响力与其利益变动成正比，则他们间的谈判会使无效率的政策淘汰，这样，政治市场中的竞争均衡非常有效率，各种利益集团的组织与竞争则会使社会福利最优情况出现。但是，作为公共品的政策给小利益集团成员带来的利益大于大利益集团的成员，小利益集团成员有更大激励去争取一项政策的通过（或不通过），而大利益集团的成员更倾向于搭便车，使其在与小利益集团的竞争中处于非常不利的地位，这就是奥尔森所说的集体行动的逻辑。FDI企业与东道国生产者和消费者相比是一个小的利益集团，有更强的动机去争取有利于自己而不利于东道国企业和消费者的政策，从而使东道国政府与FDI企业结为具有“狭隘利益”的小利益集团。对他们而言，他们只能享有或丧失社会产出增量中微不足道的部分而对增加社会产出并不关心，试图通过再分配而获得社会产出的更大的份额，甚至损害社会福利。
因此，我们将分别对地方政府主要官员和FDI企业的行为进行研究从而得到有关的假说，结合罗默的新增长理论，最终得到有关的结论。
（一）基于中央政府政绩考核的两政府竞争模型
本文的两政府竞争模型是分析地方政府间合作与否的决策问题。从地方主管官员的目标函数出发，构建了一个最优控制问题。中央政府作为地方政府政绩的考核者，对地方政府的行为产生间接的影响；地方政府间为了争夺FDI的流入而展开竞争，因为FDI的流入有利于中央政府提拔主管官员。本文在此主要考察地方政府在吸引FDI问题上的合作与不合作问题。
政府间对于合作与否的选择主要基于自身利益最大化的考虑，两者间有替代关系。假设变量“合作”为x，变量“不合作”为y，引入π这个表示“不合作”预期的变量后的关系式为：
假设政府官员在t=0时被任命到某地区为主要负责官员，下一次政绩考核将在t=T时进行，因此，他们有时间T来为自己被提拔创造政绩资本，最主要是本地区经济高速发展，为此，不惜采取以邻为壑的政策。在时期[0,T]中任何时刻，x、y的现实值将决定ν的一个具体值。根据不同时刻对ν的值赋予不同的权重。假设上级考核部门有短的记忆性特点，更容易被最近发生的事所影响，则[0,T]期的后面部分的ν值应被赋予更大权重，从而构造出关于主管官员的最优控制问题：
控制变量x的变化影响状态变量π，进而影响实际的y。最优的不合作模式是在每次任期开始较低，但经历了一个稳定的攀升过程，y*的时间轮廓恰好与x*相反。
由此，我们得到第1个假说。
假说1：地方主管官员作为理性的经济人，在关于吸引FDI的合作问题的选择上，更多是从现实的政治约束特殊条件出发，实现自身效用最大化，经历了从高度合作到高度不合作的演变过程。中央政府对主要官员不合理的考核机制、对经济增长和FDI的片面追求导致了这一结果。
（二）FDI利润再投资模型
根据海默的厂商垄断优势理论，一国的FDI流入是因为外商在该国具有垄断优势，可获得超额利润R。而弗农的产品生命周期理论则表明，FDI是产品生命周期更迭的结果，产品生命周期包括产品的导入期、增长期、成熟期和衰退期四个阶段。FDI企业通过资本形成效应、产业结构效应、技术进步效应、国际贸易效应以及就业效应，对东道国的相关产业产生影响，使得外资企业的超额利润会经历R＞0，R=0，R＜0这几个阶段。本文在此仅讨论R＞0，R=0这两种情况。
这表明，在约束区间内，FDI利润再投资原则为将当前利润全部用于投资。
由此，我们得出第2个假说。
假说2：当超额利润的约束状态发生改变，FDI利润再投资的规则也必须发生相应改变，以使FDI利润再投资接近约束最优资本路径。因此，超额利润的获取状况决定了FDI利润再投资情况。
由罗默的内生增长理论，我们得到假说3。
假说3：FDI的流入带来的增长取决于东道国的人力资本状况、科研状况、消费者不变消费效用弹性和时间偏好状况。
结合前述的三个假说，我们得出本文的基本结论：
FDI对东道国经济增长是一把双刃剑，中央及地方政府为吸引FDI所做的一切制度安排都必须符合“强化市场型政府”（注：强化市场型政府(market-augmenting government)，一个政府如果有足够的权力去创造和保护个人的产权，且受到约束而不能随意剥夺或侵犯私人权利，则这个政府就是强化市场型政府。）的要求，具有“共容利益”（注：共容利益(encompassing interests)，某个理性追求自身利益的个人或某个拥有相当凝聚力的组织，如果能够获得特定社会总产出增长额中相当大的部分，同时会因为该社会产出的减少而遭受极大的损失，此时，他们在此社会中拥有了共容利益。），这样才能避免出现“国家兴衰”的更替。这也是一国政府成功利用FDI的充分必要条件。
四、计量模型的设定与数据的说明
（一）计量模型的设定
本文所得数理模型无法像C-D函数那样分解后获取变量，从而得到相应的数据。因此，本文利用时间序列分析的相关模型，利用数理模型分析中涉及到的一些变量取得相关数据，从而对中国引资政策绩效作实证检验。本文采用的计量模型主要有：ADF检验、VAR模型、Granger因果检验、协整(cointegration)与误差修正模型(ECM)。这里先进行ADF(augment dickey-fuller)检验，即单整检验；然后进行协整(cointegration)检验，从而建立向量误差修正模型（即VECM模型）。同时，本文也采用向量自回归（即VAR模型）对有关数据进行相关分析。
（二）数据说明
本文是从数理模型中得到有关变量，从而取得相关数据。国内外许多学者都是从C-D函数入手，选取有关变量，采用国际上经常使用的panel data（面板数据）进行分析。因为panel data既包括时间序列数据，又包括横截面数据，提供了更多的样本数据和信息，大大增加了观测样本，减弱了多重共线性的影响，降低了估计误差。吴林海、陈继海(2003)，张天顶(2004)，陈继海(2004)从这个角度对FDI与经济增长进行了相关研究。本文因为采用时间序列分析模型，所以，从《中国统计年鉴》(1986～2005)、《中华人民共和国2005年国民经济和社会发展统计公报》以及《中国国际收支平衡表》(1985～2004)中取得相关原始数据进行有关处理，具体方法见表1所述。
综上所述，本文将对FDI、中国经济增长、政府财政收入（用来反映FDI对政府间竞争，进而对中央政府收入的影响）的研究转变为对这六个变量相关数据的研究，下面进行计量检验和实证结果的分析。
表1 实证分析部分主要变量以及相关说明
五、对中国引资政策效果的实证分析
这一部分将先对各个变量的相关数据平稳性进行检验(ADF)，在此基础上用VAR模型进一步进行相关分析，然后进行协整检验，得出向量误差修正模型(VECM)。这一部分也进行了有关图形分析和Granger因果检验。
（一）各个变量数据的平稳性检验（ADF检验）
对各个变量进行平稳性检验，采用ADF检验方法，可得如下结果（如表2所示）。
表2 FDI、RGDP、RFINA、RI、G和HK的ADF检验有关结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews 3.1软件包给出。
(2)HK为PP检验值。
(3)*表示1%显著，**表示5%显著，***表示10%显著。
由表2可以发现，FDI、RGDP、RFINA、G在5%的显著性水平下显著，数据平稳。此时，FDI、RGDP、RFINA为二阶单整，FDI的滞后期为1期，RGDP、RFINA的滞后期为2期，G为0阶滞后5期单整。RI和HK在1%的显著性水平下显著，数据平稳，此时它们都是二阶单整，RI的滞后期为2期，HK的滞后期为1期。这些变量的调整的判定系数
值都比较高。
因此，我们可以认为；中国的经济增长率基本平稳，除此之外，其他变量都是二阶单整但滞后期不完全一致，它们之间可以进行协整分析。同时，FDI的流入并未对其产生显著的影响，FDI推动中国经济增长的说法有待检验（下文Granger因果检验回答了这个问题）。其他变量二阶单整则说明它们的原始数据存在大的波动，这说明FDI可能是中国经济波动的一个重要影响因素。为了更进一步检验这个结论，下面用向量自回归模型(VAR)进一步深入分析。
（二）向量自回归模型(VAR)计量分析
这里，我们先将FDI与RGDP、RFINA、RI、G、HK进行VAR模型分析，然后将FDI对RGDP、RFINA和HK作VAR模型分析，在此基础上进行动态模拟图形分析和脉冲响应函数、方差分解图形分析。
(1)FDI与RGDP、RFINA、RI、GHK的VAR模型分析
我们在此将PDI与RGDP、RFINA、RI、G、HK分别进行VAR模型分析，结果如下文所述（如表3～表8所示）。
表3 FDI与RGDP的VAR模型分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews 3.1软件包给出。
(2)无括号值为回归系数，第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
由表3可以看出，当我们用FDI和RGDP的滞后两期值为自变量来解释FDI的流入值时，FDI自身对其流入解释效果比较好（t值比较大），RGDP对FDI流入的解释并不好。而且FDI的滞后1期值的回归系数(1.33)为正且比较大，滞后2期的回归系数为负(-0.39)，这说明FDI流入的短期示范效应比较明显；滞后1期比滞后2期的影响大得多，这表明中国FDI的流入短期偏好问题比较突出。后面的几个判定指标的值表明这个模型的整体拟合效果比较好。当我们用RGDP作为因变量时，FDI滞后2期和RGDP滞后1期的影响显著（t值比较大），且回归系数分别为2.28和1.16，这说明具有长期偏好的FDI和RGDP滞后1期值（经济增长的惯性）对RGDP的本期值的影响显著。后面的判定指标表明模型整体拟会效果良好。
从而可得如下结论：流入中国的FDI更具有短期偏好且受RGDP的影响比较小；对于中国的RGDP增长，具有长期偏好倾向的FDI的积极作用明显，同时也受到上一期经济增长状况的影响。
表4 FDI与RFINA的VAR模型分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Evews 3.1软件包给出。
(2)无括号值为回归系数，第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
由表4可看出，当我们用FDI和RFINA的滞后两期值为自变量来解释FDI的流入值时，FDI自身对其流入解释效果比较好（t值比较大），RFINA对FDI流入的解释效果比RGDP好（可用政府的税收优惠政策来解释），而且FDI的滞后1期值的回归系数(1.28)为正且比较大，滞后2期的回归系数为负(-0.41)，说明FDI流入的短期示范效应比较明显。滞后1期比滞后2期的影响大得多，这表明中国FDI的流入短期偏好问题比较突出，这与表2得出的结论是一致的。后面的几个判定指标的值表明这个模型的整体拟合效果比较好。当我们用RFINA作为因变量时，FDI滞后2期和RFINA滞后1期的影响显著（t值比较大），且回归系数分别为0.56和1.24，这说明具有长期偏好的FDI和RFINA滞后1期值对RFINA的本期值的影响显著，后面的判定指标表明模型整体拟合效果良好。
从而可得如下结论：流入中国的FDI更具有短期偏好且受RFINA的影响比RGDP大得多。这说明这种流入是政策导向型的而与中国自身经济发展状况关联不大，一旦政策变化则对FDI的逆向作用明显（注：这可从2005年中国经济整体状况良好而FDI的流入却下降看出，这一年曾传言要调整对外资的优惠政策。）；对于中国的RFINA增长，具有长期偏好倾向的FDI的积极作用明显，同时也受到上一期RFINA状况的影响。
表5 FDI与RI的VAR模型分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews 3.1软件包给出。
(2)无话号值为回归系数，第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
由表5可以看出，当我们用FDI和RI的滞后两期值为自变量来解释FDI的流入值时，FDI自身对其流入解释效果比较好（t值比较大），RI对FDI流入的解释并不好。FDI的滞后1期值的回归系数(1.26)为正且比较大，滞后2期的回归系数为负(-0.32)，这说明FDI流入的短期示范效应比较明显。滞后1期比滞后2期的影响大得多，表明中国FDI的流入短期偏好问题比较突出，这与表2、表3的结论是一致的。后面的几个判定指标的值表明这个模型的整体拟合效果比较好。当我们用RI作为因变量时，FDI滞后1期RI滞后2期的影响显著（t值比较大），回归系数为-0.01和-0.47，这说明具有短期偏好的FDI和RI滞后2期值对RI的本期值的影响显著且都为负，后面的判定指标表明模型整体拟合效果良好。这表明，RI更多受上期流入FDI的量和自身过去投资量影响，它们是负相关的关系。
从而可得如下结论：流入中国的FDI更具有短期偏好且几乎不受RI的影响。RI更多受上期流入FDI的量和自身过去投资量影响，它们是负相关的关系。这从另一个侧面也反映出流入中国的FDI的政策性倾向，它们更多受到中国优惠政策的影响（注：一个可能存在的问题就是FDI的“转移定价”问题，外国公司来中国投资更多是为了利用中国政府的优惠政策逃避税收。这种优惠政策有一定的期限性，这就可能导致FDI在优惠期内将大量的利润转移出去，然后再转变为新的外资继续享受优惠。本文对利润再投资(RI)这个指标的构建是这一想法的体现。）。
由表6可以看出，当我们用FDI和G的滞后两期值为自变量来解释FDI的流入值时，FDI自身对其流入解释效果比较好（t值比较大），G对FDI流入的解释比较差。FDI的滞后1期值的回归系数(1.10)为正且比较大，说明FDI流入的短期示范效应比较明显。滞后1期的影响比较大，这表明中国FDI的流入短期偏好问题比较突出，这与上面的结论是一致的。后面的几个判定指标的值表明这个模型的整体拟合效果比较好。当我们用G作为因变量时，G滞后1期的影响显著（t值比较大），且回归系数为2.62，这说明G滞后1期值对G的本期值的影响显著，中国经济增长率的增加是由其自身的增长惯性（注：对惯性的一个合理的解释是中国私营经济的大发展。）所致。后面的判定指标表明模型整体拟合效果良好。
从而可得如下结论：流入中国的FDI更具有短期偏好且几乎不受G的影响。中国经济增长率的增加是由其自身的增长惯性所致。
表6 FDI与G的VAR模型分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews3.1软件包给出。
(2)无括号值为回归系数，第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
表7 FDI与HK的VAR模型分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews3.1软件包给出。
(2)无括号值为回归系数，第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
由表7可以看出，当我们用FDI和HK的滞后2期值为自变量来解释FDI的流入值时，FDI自身对其流入解释效果比较好（t值比较大），HK对FDI流入的解释比较差（注：这也就否定了所谓中国人力资本是推动FDI流入的重要因素的观点。后面的Granger因果检验更进一步说明了这个问题。这里关于HK自身发展的逻辑问题涉及到中国教育体制问题，在此不进行更深入的探讨。）。FDI的滞后1期值的回归系数(1.37)为正且比较大，滞后2期的回归系数为负(-0.42)，说明FDI流入的短期示范效应比较明显。滞后1期比滞后2期的影响大得多，表明中国FDI的流入短期偏好问题比较突出，这与上面的分析结果相一致。后面的几个判定指标的值表明这个模型的整体拟合效果比较好。当我们用HK作为因变量时，HK的滞后2期和滞后1期的影响显著（t值比较大），且回归系数为-0.73和1.86，这说明HK滞后1期值对HK的本期值的影响显著且为正，这表明中国HK的发展是按照自身的逻辑发展的，政策的因素影响比较明显。后面的判定指标表明模型整体拟合效果良好。
从而可得如下结论：流入中国的FDI更具有短期偏好且几乎不受HK的影响。中国人力资本并不是推动FDI流入的重要因素，且按照自身的逻辑在发展着。
由表8，我们可得如下分析结果。对FDI而言，它主要受自身因素的影响（t值比较大），其他因素的影响微弱，FDI的回归系数值为0.84。对RGDP而言，它主要受中国人力资本状况的影响，回归系数为13.14。对RFINA而言，它主要受自身因素的影响，回归系数值为1.16。对HK而言，它主要受自身的因素影响，回归系数值为1.20。
表8 FDI与RGDP、RFINA、HK的VAR模型分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews 3.1软件包给出。
(2)无括号值为回归系数，第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
我们继而可得如下初步结论：除了RGDP主要受HK影响外，其他因素主要受自身因素影响。本文第五部分的（二）、（三）部分将在此基础上进一步分析得出更多有益的结论。
(2)FDI、RGDP、RFINA和HK的VAR模型动态模拟图形分析
由FDI、RGDP、RFINA、HK的动态模拟图我们可以看出，它们的实际值与长期趋势值不一致，远远小于趋势值，且随着时间的推移差距越来越大。结合上面的分析，我们可以认为：中国的整体经济良好运行可能同时受到某个共同因素的制约。结合本文的数理模型分析就会发现，这个制约因素就是中国中央政府主导下的地方政府恶性的FDI引资政策，其消极影响并未随着时间的推移而减弱，反而有加强的趋势。
(3)FDI、RGD、RFINA和HK的VAR模型脉冲响应函数和方差分解图形分析
①脉冲响应函数图形分析
由图5～图8可以发现，中国的RGDP在各种冲击下都在0值周围微弱摆动，几乎没有变化。FDI、RFINA、HK则在冲击下发散，发散程度由高到低为FDI、HK和RFINA，这也说明FDI更容易受到随机冲击的影响，且具有不可逆性和不断强化的特征，一旦这是负面的效应，其对中国经济整体的影响将非常大。
②方差分解图形分析
由图9～图12我们可以发现，FDI在方差中的贡献最大，约占63%；其次是HK，约占30%；再次是RFINA，约占6%；最小的是RGDP，只占大约1%，几乎可以看作无影响。结合上文的分析，我们可以看出，FDI已经在中国经济中占据非常重要的地位，已经超过中国本国人力资本的作用。
（三）Granger因果检验
由表9我们可以认为：FDI是RFINA的Granger原因。结合表4的结论我们可以发现，对于中国的RFINA增长，具有长期偏好倾向的FDI的积极作用明显，这两个结论内在是一致的。在10%显著性水平上，FDI是RI的Granger原因，由表5可以发现，它们内在是一致的。其他的变量不具有在滞后2期情况下的显著性，当增加它们的滞后期时，其Granger因果关系仍然不存在。因此，在本文所研究的样本期内，这里所得出的结论是可靠的。
表9 FDI与其他变量间Granger因果检验结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews3.1软件包给出。
(2)*表示1%显著，**表示5%显著，***表示10%显著。
①箭头前方不是箭头后方的格兰杰原因。
（四）Johansen协整检验结果
由表10可以发现，在滞后区间为[1,1]时，我们有3个协整关系存在；在无滞后的情况下，只有一个协整关系存在，这说明我们可以进行VECM模型的分析。为了更好地分析问题，我们接下来分析这两种情况下的标准化协整系数表（如表11所示）。
由表11可以发现，误差修正项中，RGDP的系数为负，其他变量的系数为正，且HK和RFINA的系数比FDI大。这表明，为了使系统长期稳定（通过误差修正项来调整），HK和RFINA的作用比FDI的大，且HK的作用最大。
表10 Johansen协整检验结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews3.1软件包给出。
(2)*表示1%显著，**表示5%显著，***表示10%显著。
表11 Johansen协整检验标准化协整系数
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews 3.1软件包给出。
(2)括号内的值为渐进标准误差。
（五）向量误差修正模型(VECM)
表12表明，
的拟合效果最好，误差修正项(ecm)、FDI和RGDP对RFINA影响微弱（值分别为0.06、-0.32和0.20），RFINA和HK的影响较大（值分别为-1.32和-3.74）且为负，这似乎与上文的分析是不一致的且与现实也不相符。为此，我们将HK作为外生变量再进行VECM分析，结果如下（如表13所示）。
表12 FID、RGDP、RFTNA和HK的VECM分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews 3.1软件包给出。样本容量均为19。
(2)第一个括号内的值为标准误差、第二个括号内的值为t值。
当将HK作为外生变量后，RFINA则更多受自身消极因素的影响。结合本文前面的分析就会发现，这一因素是中央政府主导下地方政府间扭曲的FDI引资政策，并非人力资本的作用，表13的结果只是被内生化扭曲的人力资本状况所掩盖。因此，中国各级政府非科学的引资政策严重影响到其自身财政收入，威胁着其可持续性。其他各变量中，RGDP与HK对RFINA的增加有微弱的促进作用（回归系数为正但很小），FDI对RFINA的消极作用比较明显，这与现实是相符的。
表13 HK作为外生变量的FID、RGDP、RFINA和HK的VECM分析结果
注：(1)本表的样本区间为1985～2005年，有关结果由Eviews3.1软件包给出。样本容量均为19。
(2)第一个括号内的值为标准误差，第二个括号内的值为t值。
六、结论
在本文第三和第五部分分析的基础上，我们得出如下基本结论：
(1)中国中央政府不合理的考核机制对短期经济增长和FDI片面的追求，已经诱使地方政府以损害本国长期经济利益的优惠政策吸引FDI。而且，这种竞争越激烈，对FDI在东道国获取超额利润越有利，对本国企业的发展越不利，从而对本国长期经济增长更不利。
(2)对于中国而言，外国投资者短期化偏好非常明显，人力资本受到扭曲（注：主要表现为“教育深化”和“知识失业”，这在中国大学毕业生一年比一年难找工作的现实可以得到很好的印证；另一方面，高级技工非常缺乏。），因而，FDI对我国经济增长的促进作用不明显。
(3)FDI容易受到随机冲击的影响，且具有不可逆性和不断强化的特征。一旦这是负面的效应，其对中国经济整体的冲击将非常大，因为FDI对中国经济变化的影响几乎是人力资本的两倍。政府的财政收入受中央政府主导下的地方政府扭曲的FDI引资政策的影响比较大，中国各级政府非科学的引资政策影响自身财政收入的可持续性。这都共同说明中国政府在吸引外资上的主导力和控制力在不断下降，当FDI企业控制着中国政府的政策制定时，就会对国家经济的整体安全构成严重的威胁。
在本文第三部分，我们得出了一国成功利用FDI的充要条件，即中央以及地方政府为吸引FDI所做的一切制度安排都必须符合“强化市场型政府”的要求，具有“共容利益”。结合中央政府最近一系列国家发展战略（“三个代表”重要思想、科学发展观、自主创新国家战略等）的提出，我们可以发现，它们与本文所得出的这一结论是一致的。“三个代表”思想中，“代表最广大人民群众的根本利益”体现着“共容利益”的要求；科学发展观和自主创新国家战略则体现了“强化市场型政府”的要求，因为这表明政府将更多在市场失灵的地方履行自己的职能，而不是对市场的替代；自主创新战略将为本土企业缩小与FDI企业的技术差距创造机会。但对内外资不合理的歧视政策必须要调整，而且必须循序渐进地进行，不可一步到位，因为这可能对中国经济造成巨大的冲击。因而，本文的政策建议为：地方政府要切实贯彻好中央政府的战略部署，使既定的科学战略落到实处；中央政府则必须调整对地方政府的政绩考核机制，使其有更大的激励（激励相容）去实现既定的发展战略。
本文只是初步提出了研究问题的分析框架，在理论模型的进一步细化分析和实证分析方面都需要进一步改进；实证分析所用的数据与研究目的不是很贴切，需要更好的数据来进行深入的分析。本文的最终目的是构建一套安全利用FDI的指标体系，这需要综合利用各国数据进行分析。
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