【正文】 結果 如何才能找到一個合理的對于這個結果的解釋？這是重大的但根據 FDI 促進經濟增長的“理所當然”是有爭議的，因為它代替了國內儲蓄、投資和它帶來的外資對當地企業(yè)的生產率外溢（未完）。負的初始國內生產總值與理論還是相銜接的。一個標準的生產函數來自于索洛模型，被曼昆，羅默和 Weil(1992)和 Easterly(2020)所使用，其形式為： rGDP = f (GDP0, rINV, rEMP, FDI, rEU, dummy variables) (3) 其中 rINV 代表的是總的固定投資增長， rEMP 代表的是就業(yè)， rEU 是在歐盟國家中的 GDP 增長，結果在表 6 中。這些問題都是在一個標準的新古典增長模型內 被大多數研究人員所解決的。 表 4 因果檢驗 RGDP=f (FDI, X j ) ai ta FDI=g ( rGDP, Xj ) bi tb Constant Constant FDI1 RGDP1 FDI rGDP FDI+1 rGDP+1 GDP0 GDP0 CzechRepublic Estonia Poland Poland 13 R2 and DW R2 and DW 為了估計因果檢驗和簡單回歸模型中相互依賴的系數以及 FDI 相互獨立的變量，由 8 個子樣本組成（每個國家被忽略）。具體的國家通過 GDP0觀察其發(fā)展水平；在第一個等式中愛沙尼亞和波蘭是微不足道的，而捷克共和國和波蘭在第二個等式中是微不足道的。西姆斯的因果關次檢驗適用于估計“個別效應”在一個國家具體的截取或截留數據的形式下估算，通過下列兩個方程： rGDP = a0 + a1FDI–1 + a2FDI + a3FDI+1 + a4GDP0 + ajDUMj (1) FDI = b0 + b1rGDP–1 + b2rGDP + b3rGDP+1 + b4GDP0 + bjDUMj (2) 其中 rGDP 代表的是國內生產總值增長率， FDI 是外商直接投資占 GDP 的比重，GDP0是每國內生產總值在歐盟平均比例， DUMj 是假的國家。首先，把數據匯集起來意味著對每個截面單位或每個國家有著相同的結構，但如果不在這種情況下，我們會得出不一致的估計?？傊?FDI 對經濟增長影響的假設是被證實的，而經濟增長會吸引 FDI 會被反駁。 圖 1 8個國家經濟增長和外商直接投資， 1994— 2020 表 3 的結果表明，假設零： FDI 不會影響經濟增長，會被其相反的假設所拒絕， 12 即意味著 FDI 會影響經濟增長。因此之前看起來謹慎的任何實質性的結論都應該經過統(tǒng)計測試。出現了兩個驚人的結果：第一，經濟增長和 FDI 是負相關；第二，如果 FDI 滯后顯示 FDI 會阻礙其經濟增長以及妨礙這些國家加入到歐盟當中，那么負相關的影響便會加強。 表 1 外 商直接投資與經濟增長（國家時間序列， 1994— 2020） 國家 平均 FDI 標準差 平均 rGDP 標準差 相關系數 捷克共和國 愛沙尼亞 匈牙利 拉托維亞 立陶宛 + 11 波蘭 斯洛伐克 斯洛文尼亞 所有國家 表 2 外商直接投資與 GDP增長（截面數據） 年份 平均 FDI 標準差 平均 rGDP 標準差 相關系數 1994 1995 1996 1997 + 1998 1999 2020 2020 19942020 國家時間序列和截面數據系列每個都僅包含了 8 個國家的觀測值，沒有適當的統(tǒng)計分析，更不用說因果關系的建立。表 1 表明斯洛文尼亞外商直接投資占 GDP 的比重最小，可它超過了平均經濟增長并且很穩(wěn)定。經濟增長和 FDI 的相關系數在 8 個國家中有 7 個國家為負，只有立陶宛為正的；如果數據匯集，簡單的相關系數仍然為負。在 1994— 2020 年外商平均直接投資在愛沙尼亞是%到 %，在 斯洛文尼亞是 %，而每年的 GDP增長率在波蘭是 %到 %，在捷克共和國是 %。由于這兩方面的限制，我們得到了比 Campos and Kinoshita (2020)還要狹窄的轉型國家。只有這 8 個國家從 25 個轉型國家脫穎而出被歐盟標準公認為市場經濟并且成為 20201 項中的候選人。它的基礎是不同國家集團在過度后時期的經驗。這個樣本包括 8 個歐盟的候選國 —— 捷克共和國，愛沙尼亞，匈牙利，拉托維亞，立陶宛，波蘭，斯洛伐克和斯洛文尼亞，在過度后時期，同時也是他們逐漸入職歐盟和高度依賴 FDI 的時期。事實上，我們只要回答兩個問題：第一，是否外國接管是成熟的轉型國家在后轉型期用于提高經濟增長的主要方式？第二，如果 10 不是，那原因是什么？ 數據 我們應該集中精力于包括關于國家的裝置和時期的一個極小的樣本上。 對 FDI 在經濟轉型期的研究的相當多的著作可以粗略地分為對 FDI 的決定因素的研究和 FDI 對經濟表現的影響的研究。m, Lipsey 和 Zejan 發(fā)現 FDI 促進經濟增長僅適用于高收入的發(fā)展中國家。他的假設由 Balasubramanayam, Salisu 和 Sapsford 驗證，而這個結 果是多樣的。大多數研究強調的是各個國家間的差異包括貿易政策，體制特征或是發(fā)展水平。盡管大多數研究都是基于相同的跨國增長模型，但基于 FDI 與經濟增長的大量快速增長的實證研究的驗證結果有所不同，國家設置的不同包括，樣品周期，數據以及估計技術阻礙比較（愛迪生等， 2020）。許多國家不顧一切的努力去吸引盡可能多的外商直接投資間接的支持了這一理論。 外商直接的經濟效益被認為是雙重的。 except for Estonia and Lithuania. RESULT How can one find a reasonable explanation of this result? It is statistically rather robust but conflicts with ‘taken for granted’ wisdom according to which FDI enhances economic growth because it substitutes domestic savings and i nvestment, and because it brings productivity spillover from foreignowned to local firms.(未完 ) 9 譯 文： 外商直接投資能長期促進經濟增長嗎？ Joze Mencinger 引言 對國際金融機構，政治家和大多數經濟學家而言，外商直接投資似乎是新興市場經濟中每個經濟問題的靈丹妙藥；其對經濟增長的積極影響已得到了傳統(tǒng)事實的認可。 rEMP growth of employment, and rEU growth of GDP in EU countries provided the results which are inTable6 Table6 The Augmented Production Function, 1994–2020 8 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) constant () () () () () () () () GDP0 () () () () () () () () r INV () () () () () () () () r EMP () () () () () () () () FDI1 () () () () () () () FDI () () () r EU () () () Dummyfor Estonia () () () () Dummyfor Lithuania () () () r GDP1 () () R2 DW Note: tstatistics are in parenthesis The negative coefficient for FDI1 remains significantly negative in all specifications of the production function and all other coefficients are in accordance with the theoretical expectations。 the tvalue of the coefficient of the lagged FDI ratio is significant at the 1 percent level an