FDI及對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響①

昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院 肖遠(yuǎn)飛 潘瑤

FDI及對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響①

昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院 肖遠(yuǎn)飛 潘瑤

摘 要：本文利用1984～2013年我國(guó)樣本數(shù)據(jù)，通過(guò)外貿(mào)依存度和FDI依存度驗(yàn)證了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI和對(duì)外貿(mào)易的依存程度，并運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，對(duì)FDI和對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，我國(guó)FDI和對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在正向關(guān)系，說(shuō)明FDI和對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞:FDI 對(duì)外貿(mào)易 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，世界各國(guó)間的聯(lián)系日益加強(qiáng)，F(xiàn)DI和對(duì)外貿(mào)易也逐漸成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿ΓP(guān)于二者對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究文獻(xiàn)也比較豐富，但是，關(guān)于這種影響的具體效應(yīng)及其顯著性如何，至今尚未得到完全一致的解答。因此，運(yùn)用最新數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)FDI及對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的經(jīng)驗(yàn)研究具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

國(guó)外學(xué)者Har Wai Mun，Teo Kai Lin和Yee Kar Man(2009)利用1970～2005的相關(guān)數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了馬來(lái)西亞外商直接投資對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著影響[1]。Naveed Iqbal Chaudhry, Asif Mehmood和Mian Saqib Mehmood(2013)通過(guò)對(duì)我國(guó)1985～2009年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)我國(guó)外商直接投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向關(guān)系[2]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者于濤、巫強(qiáng)和康艷紅(2008)以上海作為研究對(duì)象，通過(guò)實(shí)證分析得出上海FDI的外溢效應(yīng)相當(dāng)明顯[3]。王向陽(yáng)、盧艷秋、趙英鑫和馬思思(2011)通過(guò)內(nèi)生增長(zhǎng)理論驗(yàn)證了FDI的大量進(jìn)入對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。毛英、閆敏(2011)以FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制理論為基礎(chǔ)，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)和VAR協(xié)整檢驗(yàn)，分析表明FDI在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面效果顯著[4]。

1.2 對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

國(guó)外學(xué)者Claudia DOBRE(2008)研究發(fā)現(xiàn)開(kāi)放貿(mào)易對(duì)于提高長(zhǎng)期可持續(xù)的生產(chǎn)增長(zhǎng)率方面具有重要作用[5]。Qazi Muhammad Adnan Hye和Wee-Yeap Lau(2015)利用貿(mào)易開(kāi)放度指數(shù)，對(duì)印度對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)在短期印度對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)，而在長(zhǎng)期印度對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者郭友群和周?chē)?guó)霞(2006)的研究表明，長(zhǎng)期內(nèi)出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易都會(huì)推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且進(jìn)口貿(mào)易的產(chǎn)出彈性相對(duì)較大[6]。郭錦(2008)采用協(xié)整分析驗(yàn)證了我國(guó)出口增長(zhǎng)和進(jìn)口增長(zhǎng)都和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)。馬章良(2012)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯的促進(jìn)作用[7]。

以上研究大多分別考察FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或是對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，因此本文在前人研究的基礎(chǔ)上，將三者結(jié)合起來(lái)，根據(jù)1984～2013年我國(guó)年度最新統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)FDI及對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。

2 我國(guó)外商直接投資及對(duì)外貿(mào)易現(xiàn)狀

2.1 我國(guó)外商直接投資、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)分析

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)在FDI和對(duì)外貿(mào)易方面均取得了卓越的成就。從1984年至2013年，我國(guó)實(shí)際利用外商直接投資額從33.04億元增長(zhǎng)到7282.35億元，年均增長(zhǎng)率達(dá)到25.54%；我國(guó)進(jìn)出口總額從1201億元增長(zhǎng)到258168.89億元，年均增長(zhǎng)率達(dá)到21.74%；同期，我國(guó)GDP從7208.05億元增長(zhǎng)到568845.21億元，年均增長(zhǎng)率達(dá)到16.48%。并且整體來(lái)看，我國(guó)FDI、進(jìn)出口總額和GDP呈現(xiàn)同方向變化，說(shuō)明三者之間存在相互影響和促進(jìn)的作用。

2.2 我國(guó)外貿(mào)依存度、FDI依存度分析

由上述增長(zhǎng)趨勢(shì)分析可知，1984～2013年我國(guó)FDI和對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在一定的相關(guān)性，但要想知道我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI以及對(duì)外貿(mào)易的依存程度，還需要借助FDI依存度和外貿(mào)依存度這兩個(gè)指標(biāo)。

FDI依存度是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)外商直接投資總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值。其計(jì)算公式為：

FDID=(FDI/GDP)×100%

外貿(mào)依存度是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)進(jìn)出口總額與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值。其計(jì)算公式為：

FTD=(IE/GDP)×100%

根據(jù)以上公式以及1984～2013年我國(guó)FDI、對(duì)外貿(mào)易和GDP的年度數(shù)據(jù)，可計(jì)算出相關(guān)年度我國(guó)的FDI依存度和外貿(mào)依存度，并將計(jì)算所得的FDI依存度和外貿(mào)依存度用折線圖的形式表現(xiàn)出來(lái)，如圖1和圖2所示。

圖1 我國(guó)1984～2013年FDI依存度變化趨勢(shì)圖

由圖1可以看出，1984～2013年我國(guó)FDI依存度整體呈“倒U”型，并且以1994年為分界點(diǎn)。其中，1984年至1994年為第一階段，這一階段我國(guó)FDI依存度呈上升趨勢(shì)，從1984年的0.46%增長(zhǎng)到1994年的6.04%，增長(zhǎng)速度較快。1994年至2013年為第二階段，這一階段我國(guó)FDI依存度呈下降趨勢(shì)，從1994年的6.04%下降到2013年的1.28%，但相對(duì)于第一階段來(lái)說(shuō)，這一階段我國(guó)FDI依存度的下降速度較慢，且第二階段的平均FDI依存度仍高于第一階段。

圖2 我國(guó)1984～2013年外貿(mào)依存度變化趨勢(shì)圖

由圖2可以看出，1984～2013年我國(guó)外貿(mào)依存度整體呈上升趨勢(shì)。2001年以前，我國(guó)外貿(mào)依存度整體上升幅度不大，且有些年份有所下降。但2001年以后，我國(guó)外貿(mào)依存度上升速度加快，且在2006年達(dá)到最大值65.17%，之后由于受到2008年金融危機(jī)的影響，我國(guó)的進(jìn)出口總額減少，外貿(mào)依存度也因此有所下降。

綜上所述，1984年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)FDI以及對(duì)外貿(mào)易的依存程度不斷上升，雖然FDI依存度在1994年之后有所下降，但下降速度很慢并且仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于上世紀(jì)八九十年代的水平。說(shuō)明FDI和對(duì)外貿(mào)易對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較大的推動(dòng)作用，并且從變化趨勢(shì)可以看出這種推動(dòng)作用會(huì)越來(lái)越大。

3 模型的建立與實(shí)證分析

3.1 變量的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究所使用的數(shù)據(jù)采用1984～2013年我國(guó)的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。本文涉及的計(jì)量分析借助統(tǒng)計(jì)軟件Eviews7.2完成。本文選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平，F(xiàn)DI表示實(shí)際利用外商直接投資，IE表示進(jìn)出口總額。同時(shí)，為了統(tǒng)一模型中各變量的計(jì)量單位，引入相應(yīng)年份的人民幣對(duì)美元的年均匯率，將以美元計(jì)量的FDI金額折算為以人民幣為單位的數(shù)據(jù)。并對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，處理后的變量分別用LNGDP、LNFDI、LNIE表示。

本文采用以下方程作為計(jì)量檢驗(yàn)的基本模型。

LNGDP=C+α1LNFDI+α2LNIE+ε

3.2 單位根檢驗(yàn)本文采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)相關(guān)變量的原始序列和一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，根據(jù)單位根檢驗(yàn)的輸出結(jié)果，LNGDP、LNFDI、LNIE三個(gè)變量是非平穩(wěn)的；而三個(gè)變量的一階差分則在5%的顯著水平下通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，模型可以調(diào)整為：DLNGDP=C+α1DLNFDI+α2DLNIE+ε

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)各變量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可以看出，在5%的顯著性水平下，這三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系。跡統(tǒng)計(jì)量36.7867大于臨界值35.1928，所以拒絕沒(méi)有協(xié)整向量的原假設(shè)，說(shuō)明至少有一個(gè)協(xié)整向量；跡統(tǒng)計(jì)量13.0640小于臨界值20.2618，所以接受最多有一個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)。因此，LNGDP、LNFDI和LNIE在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系。

3.4 誤差修正模型

將長(zhǎng)期關(guān)系回歸產(chǎn)生的殘差項(xiàng)的滯后期(ECM(-1))作為解釋變量引入，得到如下回歸結(jié)果，見(jiàn)表2所示。

表2 誤差修正模型回歸結(jié)果

誤差修正方程如下：

DLNGDP=0.090175+0.133116DLNFDI+0.198685DLNIE +0.655492ECM(-1)

從回歸結(jié)果可看出，誤差修正模型的各變量均通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，回歸決定系數(shù)R2較高，且DW接近于2，可以考慮回歸方程不存在自相關(guān)問(wèn)題，回歸方程在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的擬合優(yōu)度良好。

從誤差修正方程可以看出，我國(guó)外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間均存在正向關(guān)系，GDP增長(zhǎng)率對(duì)FDI增長(zhǎng)率的彈性為0.1331，GDP增長(zhǎng)率對(duì)IE增長(zhǎng)率的彈性為0.1987。

3.5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上文的協(xié)整分析已經(jīng)看出DLNGDP、DLNFDI、DLNIE三者具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，現(xiàn)對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，在5%顯著性水平下，滯后期數(shù)為2時(shí)，DLnFDI是DLnGDP的格蘭杰原因，而DLnIE與DLnGDP不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)說(shuō)明，在統(tǒng)計(jì)學(xué)上，我國(guó)外商直接投資是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但對(duì)外貿(mào)易與我國(guó)經(jīng)濟(jì)

[1] Har Wai Mun,Teo Kai Lin,Yee Kar Man.FDI and Economic Growth Relationship: An Empirical Study on Malaysia[J]International Business Research1,2009(2).

[2] Naveed Iqbal Chaudhry,Asif Mehmood，Mian Saqib Mehmood.Empirical relationship between foreign direct investment and economic growth:An ARDL co-integration approach for China[J].China Finance Review International3,2013(1).

[3] 于濤,巫強(qiáng),康艷紅.FDI對(duì)上海經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2008,7(4).

[4] 毛英,閆敏.FDI對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2011(8).

[5] Claudia DOBRE.The Relation Between Openness to Trade and Economic Growth[J].Scientific Annals of the“Alexandru Ioan Cuza”University of Iasi:Economic Sciences Series,2008.

[6] 郭友群,周?chē)?guó)霞.中國(guó)對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2006(2).

[7] 馬章良.中國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的影響分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2012(4).增長(zhǎng)之間不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。這一結(jié)果可能與樣本容量較少有關(guān)，但同時(shí)也說(shuō)明我國(guó)在對(duì)外貿(mào)易方面仍存在一些不足。

4 結(jié)語(yǔ)

本文利用我國(guó)1984～2013年的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)外商直接投資、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：

(1)從平穩(wěn)性角度分析，我國(guó)FDI、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)序列均為一階單整序列，并且它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(2)從協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型分析，我國(guó)FDI和對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都有明顯的推動(dòng)作用。FDI和IE分別以0.1331和0.1987的增長(zhǎng)比率影響本年度我國(guó)GDP的年增長(zhǎng)率。

(3)從格蘭杰因果檢驗(yàn)分析，我國(guó)外商直接投資是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，但對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。

參考文獻(xiàn)

作者簡(jiǎn)介：肖遠(yuǎn)飛(1976-)，男，昆明理工大學(xué)管理經(jīng)濟(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)系副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事開(kāi)放經(jīng)濟(jì)與區(qū)域發(fā)展方面的研究；潘瑤(1993-)，女，昆明理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)系研究生，主要從事開(kāi)放經(jīng)濟(jì)與區(qū)域發(fā)展方面的研究。

基金項(xiàng)目：①教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金(14YJC 790139)；云南省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目青年基金(QN2013011)；昆明理工大學(xué)人才引進(jìn)基金(KKSY201208074)。

中圖分類(lèi)號(hào)：F752

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：2096-0298(2015)05(c)-117-03