FDI與中國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

王冰肖蓓

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250002)

一、引言

改革開放后，我國利用FDI的規(guī)模不斷擴(kuò)大，F(xiàn)DI已成為經(jīng)濟(jì)全球化和經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿χ弧?979年9月，我國簽訂了第一個(gè)外商對華直接投資協(xié)議，1980年5月第一家中外合資企業(yè)誕生，從此以后，外商直接投資迅猛發(fā)展，目前我國不僅成為吸收外商投資最多的發(fā)展中國家，而且在2002年首次超過美國，成為世界第一大引資國。如圖1所示，1983—2009年我國實(shí)際利用外資規(guī)?？傮w呈增長趨勢，F(xiàn)DI逐漸成為我國重要的資本來源。

圖1 中國實(shí)際利用FDI變化趨勢

改革開放以來，隨著FDI的持續(xù)流入，我國經(jīng)濟(jì)也獲得了持續(xù)穩(wěn)定的增長，如圖2所示，通過比較我國經(jīng)濟(jì)增長率與FDI增長率的變化趨勢，可知GDP增長率與FDI增長率的變化規(guī)律有很多相似之處，發(fā)展趨勢基本一致，這在一定程度上說明FDI是我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)中不可或缺的力量，為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)。

國內(nèi)外許多學(xué)者對中國FDI給予了高度的關(guān)注。Chuang Chen、Lawrence Chang和 Yimin Zhang(1995)從來源、數(shù)量和地理分布等方面研究了1978年后FDI在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，結(jié)果表明FDI不僅促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長和固定資產(chǎn)投資增加，而且提升了國內(nèi)制造業(yè)的國際競爭力;陳浪南、陳景煌(2002)認(rèn)為我國FDI與GDP呈正線性相關(guān);任永菊(2003)分析證明FDI與GDP存在長期關(guān)系，但其因果關(guān)系隨著滯后期的不同而不同;陳偉國、趙兵(2004)、吳涌超(2004)、杜江(2002)等都認(rèn)為FDI對資本形成和積累有積極作用，推動了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在上述研究成果基礎(chǔ)上，本文以1983—2010年的數(shù)據(jù)為依據(jù)，建立計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而得出我國FDI流入與GDP增長之間的關(guān)系。

圖2 中國經(jīng)濟(jì)增長率與FDI增長率的變化趨勢

二、FDI與我國GDP關(guān)系的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)和變量

表1 模型數(shù)據(jù) 單位:億美元

數(shù)據(jù)來源:中國統(tǒng)計(jì)年鑒

本文采用1983—2010年的年度樣本數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，用FDI表示外商直接投資，用GDP表示經(jīng)濟(jì)增長水平(如表1所示)。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)存在的異方差，所以對FDI、GDP進(jìn)行自然對數(shù)變換，變換后的變量分別用LnFDI、LnGDP表示，本文所有的檢驗(yàn)均利用Eviews5.0軟件完成。各變量自然對數(shù)變換后的變化趨勢如圖3所示:

圖3 1983—2010年我國FDI與GDP取對數(shù)的變化趨勢

從圖3可以看出，LnFDI、LnGDP都呈不斷增長趨勢，并且變動方向較為一致，即兩個(gè)變量的變化特征非常相似。因此，可以判斷它們之間存在一定的共同趨勢。

(二)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，傳統(tǒng)上要求所采用的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢或確定性趨勢，否則將會產(chǎn)生偽回歸而造成結(jié)論無效。但是，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，所以，為了使回歸有意義，對經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析前，需要對其平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文選取ADF檢驗(yàn)對lnGDP和lnFDI序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下:

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，原水平序列LnGDP和LnFDI的ADF值都大于5%置信水平的臨界值，表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征，說明LnGDP和LnFDI都是非平穩(wěn)序列。而LnGDP和LnFDI一階差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為－3.115和－3.379，小于5%的顯著水平下所對應(yīng)的臨界值－2.981和－2.986，說明LnGDP和LnFDI的一階差分都是平穩(wěn)的。由此可以得出，LnGDP和LnFDI均為一階單整序列，即LnGDP～I(xiàn)(1)，LnFDI～ I(1)，它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，即變量之間可能存在長期均衡關(guān)系，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的要求。

(三)模型的協(xié)整檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明兩個(gè)變量具有大致相當(dāng)?shù)钠椒€(wěn)性狀況，具備構(gòu)造協(xié)整關(guān)系的條件。接下來采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來檢驗(yàn)LnGDP和LnFDI之間是否存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表3所示:

表3 LnGDP與LnFDI的協(xié)整檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LnGDP和LnFDI存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)中基于最大特征值的跡統(tǒng)計(jì)量可以判別變量之間的協(xié)整關(guān)系，如果跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè);反之，跡統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，則接受原假設(shè)。在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量的值18.66大于0.05臨界值的值15.49，拒絕原假設(shè);進(jìn)一步檢驗(yàn)，跡統(tǒng)計(jì)量的值0.11小于0.05臨界值的值3.84，所以接受LnGDP和LnFDI至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，從而說明LnGDP和LnFDI之間存在協(xié)整關(guān)系，即根據(jù)1983—2010年的數(shù)據(jù)得出GDP與FDI之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

根據(jù)以上分析，LnGDP與LnFDI具有協(xié)整關(guān)系，所以可以利用OLS法對其進(jìn)行線性回歸分析，得到如下回歸方程:

根據(jù)回歸結(jié)果可以看出，LnGDP與lnFDI的相關(guān)系數(shù)R2為0.784，表明FDI與GDP的相關(guān)程度比較高，方程擬合優(yōu)度和總體顯著性較好，并且LnGDP和LnFDI存在正相關(guān)關(guān)系，外商直接投資額的變動對國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動具有重要的影響，可以說，在國內(nèi)生產(chǎn)總值的變動中，有77.6%的變動來源于外國直接投資額的變動，還可以得出，外商直接投資每增加1個(gè)單位，就會帶來國內(nèi)生產(chǎn)總值0.556個(gè)單位的增長;F統(tǒng)計(jì)量達(dá)到了94.436，模型在給定顯著水平下顯著性良好;t檢驗(yàn)非常顯著，說明FDI對GDP有顯著影響。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)說明我國FDI與GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。檢驗(yàn)一個(gè)變量與另一個(gè)變量是否存在因果關(guān)系，使用的是Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法。原假設(shè)是變量A對B存在格蘭杰非因果關(guān)系，若P＜0.05，則拒絕原假設(shè)，變量A對B存在格蘭杰因果關(guān)系，且隨著滯后期的不同，檢驗(yàn)結(jié)果也不同。

由表4可以看出，GDP與FDI的滯后期為7時(shí)，GDP不是FDI的 Granger原因，但 FDI是 GDP的 Granger原因，F(xiàn)DI與GDP增長之間存在單向因果關(guān)系，這表明我國FDI對GDP具有顯著的Granger影響，F(xiàn)DI的流入對我國經(jīng)濟(jì)增長起到了顯著的拉動作用。

表4 格蘭杰因果性檢驗(yàn)結(jié)果

三、對策與建議

通過以上分析可知，我國利用FDI與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡的關(guān)系，且FDI的大量涌入在一定程度上促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。為了不斷提高我國利用FDI水平，使FDI更好地促進(jìn)GDP增長，結(jié)合我國實(shí)際情況及本文實(shí)證分析結(jié)果，提出了如下對策建議:

(一)加強(qiáng)利用外資的政策性指導(dǎo)

FDI與GDP存在長期協(xié)整關(guān)系，應(yīng)加強(qiáng)利用外資的政策性指導(dǎo)，深化外商投資管理體制改革。在資源占有及利用上樹立全球性思維，并加強(qiáng)對國家形象的塑造及宣傳，不斷改善引資環(huán)境，拓寬外商直接投資領(lǐng)域，促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

(二)擴(kuò)大利用外資規(guī)模，提高對外開放水平

FDI對我國的經(jīng)濟(jì)增長有顯著的影響，為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展，應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大利用外資規(guī)模，合理有效利用外資;加大對歐美等發(fā)達(dá)國家的引資力度，形成利用外資的新格局，提高我國的對外開放水平。

(三)提高自主創(chuàng)新與技術(shù)研發(fā)能力

自主創(chuàng)新與技術(shù)研發(fā)能力決定了我國利用外資的收益水平，企業(yè)應(yīng)充分利用技術(shù)落后的后發(fā)優(yōu)勢，通過跨國公司的直接投資這一渠道，積極引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)。政府應(yīng)采取有效措施，對企業(yè)的技術(shù)研發(fā)給予必要的政策和資金扶持。

［1］康贊亮，張必松.FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析與VECM模型［J］.國際貿(mào)易問題，2006(2):73－74.

［2］馬元，劉婧.服務(wù)業(yè)外國直接投資與天津市經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析［J］.國際貿(mào)易問題，2008(9):65.

［3］沈源，姚紹真，陳權(quán)寶.外商直接投資(FDI)與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析［J］.商場現(xiàn)代化，2008(8):246.

［4］孫櫻銘.FDI與我國經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究［J］.黑龍江對外經(jīng)貿(mào)，2008(3):30.

［5］凌可.外商直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長:理論、實(shí)證與對策［D］.武漢:中南民族大學(xué)，2007(5):39.