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外国直接投资对欧元区国家经济增长的影响

Panagiotis Pegkas

摘要：这项研究的目的有两个：第一，分析外国直接投资和经济增长之间的关系，其次估计对2002-2012这一时期欧元区国家经济增长的外国直接投资的影响。本文采用面板数据估计来测试变量之间的关系。实证分析表明，外商直接投资存量与经济增长之间存在积极的长期协整关系。通过使用完全修正的OLS（FMOLS）和动态OLS（DOLS）方法，GDP相对于FDI的弹性分别为0.054％和0.147％。结果还表明该国外直接投资是对欧元区国家经济增长产生积极影响的重要因素

关键词：经济增长、外国直接投资、欧元区、面板数据

1. 简介

经济增长及其决定因素是过去几十年的主要焦点，特别是在发展中国家。投资是经济增长的引擎，可能是国内或外国直接投资（此后是外国直接投资）。无论哪种方式，它都是经济增长的动力。更具体地说，外国直接投资流入通过向东道国提供新的投资，更好的技术和管理技能，通过提高生产力促进经济增长。外国直接投资倾向于针对那些享有实际和潜在比较优势的制造业和关键基础设施。 Findlay（1978）假设外国直接投资通过外国公司使用的更先进的技术和管理实践，通常被称为外部性或效率溢出的知识扩散效应，提高了东道国技术进步的速度。外国直接投资对经济增长的影响取决于经济增长，东道国经济的技术进步水平，经济稳定性，国家投资政策，开放程度和人力资本量。

此外，在外国直接投资和其他经济增长的决定因素中，如国内投资，出口，人力资本，研发支出，存在相互作用和强大的关系。 更具体地说，外国直接投资流入可以在东道国发挥至关重要的作用，因为它增加了国内投资的资金供应。通过在产品和金融市场上竞争，外国直接投资可能对国内投资产生两种潜在影响。

因此，外国直接投资可以通过两种方式增加增长：（1）通过吸引更高水平的国内投资来增加总投资;（2）通过更先进技术与东道国人力资本的相互作用，外国直接投资比国内投资更具生产力（埃维） -Ghee，2001）。 外国直接投资不仅促进了资本形成，而且提高了资本存量的质量（Ajayi，2006）。 此外，外国直接投资流入不仅可以增加东道国的出口能力，还可以引发新的职位空缺（Stamatiou＆Dritsakis（2013））。 外国直接投资为当地劳动力创造了潜在的知识溢出效应，与此同时，东道国的人力资本水平决定了它可以吸引多少外国直接投资以及当地企业是否能够吸收潜在的溢出效益（Adefabi，2011）

这项研究的动机来自于确定经济增长与欧元区外国直接投资之间关系的必要性。 此外，本研究还考察了，如果欧元区成员资格以及2002年后加入欧元区的国家采用欧元对欧元区经济增长产生任何影响。对于将欧元作为外国直接投资的共同货币和欧元区经济增长的影响，结果可能非常有趣。总体结果可能改善政策制定者关于外国直接投资及其对经济增长的贡献的决策。 自从欧洲实施紧缩政策以来，这些结果尤其令人感兴趣。 欧元区限制性经济政策的主要目标是经济增长，通过提高竞争力，减少财政赤字和财政赤字为欧元区各国创造安全的经济环境。这些政策的目的之一是吸引外国直接投资。

本研究的目的是调查外国直接投资与经济增长之间的关系，并估计外国直接投资对2002 - 2012年期间欧元区国家增长的影响。

本文的其余部分安排如下。第2节简要介绍了欧元区经济在审查期间的情况。第3节回顾了有关外国直接投资与经济增长之间关系的文献，包括实证研究。第4节介绍了实证分析，讨论了方法，解释了来源和数据，并报告了基于计量经济学分析的实证结果。第5节介绍结论性意见。

1. 2002—2012年期间对欧元区经济的简要提及

欧元区的根源最初成立于1957年，当时罗马条约创建了欧洲经济共同体。1992年“马斯特里赫特条约”首次商定了单一货币的计划。2002年1月1日发行了第一份正式的欧元纸币和硬币。欧元区是那些完全将欧元作为唯一的欧盟成员国的一部分。目前有18个这样的州：奥地利，比利时，塞浦路斯，爱沙尼亚，芬兰，法国，德国，希腊，爱尔兰，意大利，拉脱维亚，卢森堡，马耳他，荷兰，葡萄牙，斯洛伐克，斯洛文尼亚和西班牙。 欧元区的货币政策受欧洲中央银行的管辖。

根据欧元区的欧盟统计局，2002—2012年期间的年均GDP增长率实际上约为0.95％，但有多年的高增长和多年的停滞或衰退。 特别是，2006年GDP增长率约为3。2％，2009年为4.5％。此外，在此期间，斯洛伐克（4.55％）和拉脱维亚（4.16）的GDP增长率最高。 希腊，意大利和葡萄牙的GDP增长率最低，平均分别为0.06％，0.00％和0.05％。

欧洲货币联盟的建立，汇率稳定，通胀稳定，通胀稳定，GDP增长是外国直接投资流动的重要因素（Kilic，Bayar，＆Arica（2014））。 但是，在2008年全球金融危机之后，外国直接投资的流入量大幅减少。 更具体地说，2012年对欧元区的外国直接投资流入量下降了41％（在2011年增加了20％的镁之后），但仍高于2008年的低点。 今年秋天是由全面的投资者警惕引起的，尤其是欧洲人：欧元区国家的外国直接投资下降了77％。 这可以通过与a的风险相关的紧张来解释欧元区解体，希腊退出风险（Boata，Islam，＆Bouillet（2013））。 金融和工业部门将继续成为外国直接投资的主要受益者之一。 经济学家预测，预计新的外国直接投资流动将有助于一些欧元区国家恢复增长。

3文献综述

在外国直接投资和经济增长领域已经进行了大量研究。下面回顾了一些主要研究。

De Gregorio（1992）在1950—1985年期间对12个拉丁美洲国家的分析中发现了外国直接投资对增长的积极影响。 Blomstrom，Lipsey和Zejan（1994）对78个发展中国家和23个发达国家的组合发现，在1960—1985年期间，外国直接投资对经济增长有显着的积极影响，但影响似乎仅限于高收入发展中国家。 Borenzstein，De Gregorio和Lee（1998）对1970 - 1989年期间的69个发展中国家发现，虽然外国直接投资是技术转让和经济增长的积极贡献者的重要手段，但其影响越大，人力资本水平越高在东道国经济中。坎波斯和Kinoshita（2002）研究了外国直接投资对1990年至1998年期间中欧，东欧和前苏联转型经济体的增长的影响。他们的主要结果表明，外国直接投资对每个选定国家的经济增长都有显着的积极影响。

Chowdhury和Mavrotas（2003）研究了1969—2000年期间智利，马来西亚和泰国的外国直接投资与经济增长之间的偶然关系，他们的实证结果表明，对于智利而言，GDP导致外国直接投资，而对于马来西亚和泰国，这是两个变量之间双向因果关系的有力证据。 Apergis，Lyroudi和Vamvakidis（2004）研究了外国直接投资与一系列转型经济体增长之间的因果关系。他们的结果表明两个变量之间存在双向因果关系。 Khawar（2005）研究了同期外国直接投资对1970—1992年期间经验性跨国增长分析的增长的影响。该研究发现，外国直接投资具有显着性，并与增长呈正相关。 Yao（2006）使用1978—2000年期间包含28个中国省份的面板数据集调查了FDI对经济增长的影响。研究结果表明，FDI对经济增长具有强大而积极的影响。就东欧国家而言，Bhandari，Dhakal，Pradhan和Upadhyaya（2007）也发现了类似的结果。结论是外国直接投资的增加对经济增长产生了积极影响。 Anwar和Nguyen（2011）在1996—2005年期间对越南61个省份进行的研究发现，外国直接投资对经济增长有积极影响。 Omri和Kahouli（2014）表明，外国直接投资存量对中东和北非国家经济增长的影响是积极的，具有统计意义。

实证研究的基本结果可概括如下：几乎所有研究都发现外商直接投资对经济增长有显着的积极影响。

4.实证分析

本节介绍方法，数据和来源以及计量经济学分析（数据的平稳性，协整检验和面板数据估计）。 最后，本节最后讨论了结果。

4.1 方法、数据和来源

实证分析基于以下将GDP与FDI联系起来的方程式，这通常是审查文献中分析的基础：

Log（GDP）=a b log（FDI）

在下面的实证分析中，我们估计了Eq。（1）利用欧元区十八个国家的2002—2012年期间的面板数据，研究外国直接投资对经济增长的宏观经济影响。 特别是，我们采用面板估计技术来估计方程。（1）调查外商直接投资是否具有统计显着的经济增长决定因素。

因变量是2005年不变价格的国内生产总值（GDP）。解释变量是外国直接投资（FDI）的存量占GDP的百分比。 所有用于计算国内生产总值和外国直接投资的数据分别来自AMECO数据库（2014年）和世界银行数据库（2014年）。 所有金额均在当地提供货币和当前价格除以GDP平减指数（2005年1月1日），并以2005年不变价格表示。两个变量都以对数形式表示（LGDP，LFDI）。

世界银行或其他数据库中没有关于所有国家的外国直接投资存量的历史数据。 因此，外国直接投资存量是根据欧元区国家年度外国直接投资流量的数据，采用永续盘存法计算的。 特别是，每年年底的外国直接投资存量计算为上一年度外国直接投资存量与扣除折旧资本金额后当年的外国直接投资之和，如下式所示：FDIt=（1-delta;）FDIt-1 It

FDIt和FDIt-1分别是当前和上一年度的外国直接投资存量，是t年的年度外国直接投资流量，而未来是外国直接投资存量的年折旧率。该考虑到先前研究中使用的折旧率，折旧率设定为10％（Wei，1996; Subasinghe，2013）。对各种折旧率值进行的灵敏度分析从5％到15％，导致本研究的关键定性结论没有显着变化。对外国直接投资存量的估计应用永续盘存法所必需的审查期开始时，按下列公式计算：K1=I1/(delta; g)

其中K1是第1年末外国直接投资存量的估计，I1是第1年的年度外国直接投资，delta;是年折旧率，g是外国直接投资在2002-2012年期间的年增长率的平均值。

4.2 描述性统计

表1列出了数据的总结统计数据（平均值和标准偏差）。

欧元区的平均国内生产总值相当于463亿欧元; 然而，这个价格从马耳他的5.20（最低）到德国的2317（最高）不等。 外国直接投资率的平均存量等于44.37。 奥地利和比利时的平均外国直接投资率最低，而马耳他和荷兰则最高。 德国和法国是欧元区最大的两个经济体。 两者一起几乎占欧元区国家GDP的一半。 另一方面，作为GDP最低的国家马耳他是欧元区最高的外国直接投资率。

表2 面板单元根测试

注意：***表示拒绝零假设为1％。**分别为5％的显著性水平。

4.3 单位根测试

在实证分析中，采用第一个面板单位根检验来检查面板数据设置中变量的积分顺序。 根据Levin，Lin和Chu（2002）（LLC），Im，Pesaran和Shin（2003）（IPS）以及ADF和PP Fisher的不同单位根测试被估计用于检验每个面板数据系列具有共同点的假设 单位根过程。 所有测试都估计了两个规格：第一个是没有趋势的常数，第二个是确定性趋势。

从上述测试中，最受欢迎的是Levin等人的测试。（2002）（LLC）测试假设所有小组成员的自回归（AR）系数的动态均匀性。 Im等人的测试。（2003）（IPS）测试比LLC测试更普遍，因为动态面板和跨期数据允许异质性（Dritsaki＆Dritsaki（2012））。

表2显示了每个变量的面板单位根测试的结果，其次是第一个差异。 大多数测试都不会拒绝两个变量的单位根的零假设。相反，对于两个变量，大多数测试拒绝零假设的第一个差异。因此，从组合结果中，两个系列在面板数据集中看起来都是非平稳的。

4.4 面板协整检验

固定面板测试表明，两个变量在水平上都是非平稳的，并且在第一个差异中变得静止。它们实际上是整合的顺序（1）。因此，国内生产总值和外国直接投资的变量可能是协整的。小组协整检验用于检验变量之间存在长期关系的假设。 Kao（1999），Madala和Wu（1999）以及Pedroni（1999,2004）开展了几项测试来检验协整的存在。所提出的统计数据检验了没有协整的零假设与协整的替代方案.Pedroni（1999,2000）开发了几个测试，以在动态面板中测试没有协整，从而允许各个国家之间的异质性。估计的测试允许共积分矢量的异质性和跨越横截面单元的潜在误差过程的动态，并且估计为残差测试。估计七个测试以检查估计方程的误差过程是否是静止的（表3）。 Kao测试遵循与Pedroni测试相同的基本方法，但指定了具有单个截距的回归，没有确定性趋势和同质回归系数。 Madala和Wu（1999）基于Johansen（1988）的多变量框架提出了Fisher协整检验，结合各个横截面的检验来获得整个面板的检验统计量。

表3总结了使用Pedroni，Kao和Fisher统计数据的变量之间的小组协整分析的结果。 七个Pedroni测试中有五个使用Phillips-er erron和ADF测试的面板和组版本拒绝了没有协整的零假设。 此外，Kao和Fisher测试拒绝了无共同整合的零假设。 因此，小组协整检验结果表明，18个欧洲国家样本中的变量之间存在协整关系。 因此我们得出结论：Eq（1）在专家组中找到统计支持。

4.5 小组FMOLS和DOLS协整估计

鉴于变量是协整的，下一步是估计方程的长期关系。（1）。 当应用于协整的面板时，OLS估计器是有偏见且不一致的估计器。因此，我们使用Pedroni（2000,2001）提出的全修正OLS（FMOLS）方法估计长期关系。FMO

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