外商直接投資對我國經濟增長的實證分析

陳敏

摘要： 作者對1983—2007年全國外商直接投資對中國經濟增長的影響進行實證分析，通過觀察散點圖建立計量模型，利用EVIEWS統計軟件對樣本數據進行回歸、檢驗、分析，運用格蘭杰檢驗方法對模型進一步改進，實證檢驗了外商直接投資對中國經濟增長的互動關系，并在此基礎上就中國的現實問題提出相關的政策建議。

關鍵詞： 外商直接投資經濟增長實證分析

1.問題提出

隨著國際資本流動日趨活躍，直接投資成為國際資本流動的主要流動方式，也成為發展中國獲取外部資源的主要渠道。我國自2002年以來，實際利用外商直接投資（FDI）已穩居世界首榜。實踐證明，外商直接投資已經是中國對外開放和加快市場經濟建設的重要組成部分，也是中國順應經濟全球化趨勢，主動參與國際分工的重要措施。

鑒于此，我收集1983—2007年期間全國外商直接投資（FDI）和中國經濟增長（GDP）的數據，并加以驗證和比較分析，給出相應的結論和提出一些建議。

2.相關數據的收集

由于1983年之前的外商直接投資相對較少，因此本文實證分析中選取1983年為樣本數據起始點，以1983—2007年共25年的地區生產總值（GDP）和實際利用外商直接投資額（FDI）為樣本進行分析。其中1983—2007年的數據均來源于歷年的中國統計局數據庫。對于大量的經濟數據，我們習慣對經濟數據施以對數變換，也就是ln（GDP）和ln（FDI）結果，見表1。

表11983—2007期間全國外商直接投資（FDI）和中國經濟增長（GDP）的數據

3.模型方法及計量分析

3.1散點圖。

圖1ln（GDP）對ln（FDI）的散點圖

從圖1中可以看出ln（GDP）關于ln（FDI）大致成一條直線，下面我們暫先建立如下回歸模型：

ln(GDP)=β■+β■ln(FDI)+ε。

3.2普通最小二乘回歸結果。

表2最小二乘回歸結果

回歸方程：ln(GDP)=7.20154349224+0.696990039603ln(FDI)。

3.3對模型進行檢驗。

3.3.1回歸方程檢驗

復決定系數R■=0.939519，調整后決定系數R=0.936770，擬合優度效果很好，從F=341.7488，P=0.00也可以看出回歸方程整體線性關系非常顯著。

3.3.2回歸系數顯著性檢驗

β■=7.201543，P=0.00，β■=0.69699，P=0.00，回歸系數也很顯著

3.3.3模型的基本假設檢驗

通常情況下經濟變量都有時間序列的相關性，從DW=0.324492，存在正自相關，也說明這點。所以外商的投資額對國內生產總值存在一個滯后期，即外資第t年投入的資金可能在第t+1年才會促進GDP的增長。

3.4分析每年外商投資額的變化情況。

圖2ln（GDP）對年份的散點圖

3.5對模型做鄒氏檢驗。

從圖2中可以看出在1992年外商投資額發生顯著變化，所以我們用周氏檢驗進行分析，結果如下表3。

表3鄒氏檢驗結果

從鄒氏檢驗結果可以看出在5%的顯著行性水平下，P<0.05,所以拒絕參數穩定的假設，表明在1992年前后外商投資額有顯著性變化，從圖中還可以看出在1997年出現了微小的波動，外商投資額有下降的趨勢，并到2000年后又開始平穩增長。

我們查閱相關資料了解了如下情況。

穩定發展階段（1986—1991）。這段時期，由于投資環境改善和國家對外商投資政策的完善，外商投資腳步明顯加快。高速發展階段（1992—1995）。1992年鄧小平南巡講話后，我國確立了建立社會主義市場經濟體制改革的總體目標，我國利用外商直接投資政策也進入了全面深化階段，對外開放區域進一步擴大，從沿海城市擴大到內陸省份。我國經濟出現了前所未有的開放格局，并出臺了一系列優惠政策，外商投資企業享受著多方面的稅收優惠政策，其稅收負擔遠遠低于國內同類企業，這極大地提高了外商的投資熱情，所以圖中從1992年曲線斜率突然增大。

短期的波動階段（1997-2001）。受亞洲金融危機的影響一度呈現出下降趨勢。2001年，我國在全球的份額回暖到增長6.47％。

繼續增長階段（2002-2007）。尤其自我國加入世貿組織以來，吸引外商直接投資取得了新的飛躍，并在2002年外商投資額達到527億美元，首次超越美國。

3.6做滯后變量回歸。

由于3階以后FDI為GDP的格蘭杰原因，并且滯后效應微弱，因此我們選擇GDP的一階滯后項ln(GDP■)和ln(FDI)為自變量做滯后回歸，回歸模型如下：

ln(GDP)■=β■+β■ln(FDI)■+β■ln(GDP)■+ε■。

用Eviews回歸結果如下表5。

表5滯后回歸分析結果

1983—1991年段

1992—1996年段

1997—2001年段

3.6.1回歸方程

1983—1991年段：

ln(GDP)■=3.563303+0.4336191ln(FDI)■+0.485141ln(GDP)■

1992—1996年段：

GDP■=-21807.46+172.2607FDI■+0.347819GDP■

1997—2007年段：

ln(GDP)■=-1.202931+0.28457ln(FDI)■+1.097822ln(GDP)■

3.6.2模型檢驗

復決定系數R■＞0.99，調整后的決定系數也均大于0.9，可以看出模型的擬合優度較高，模型的系數在0.9的顯著性水平下也都很顯著，模型參數都符合經濟意義。

4.建議

本文通過上述計量分析，得出的結論能夠很好地解釋經濟現象，結果是令人滿意的，根據結果我們提出如下建議。

4.1加強我國市場環境建設。

政府需要強化政策與法規上的協調與統一，提高市場準入的透明度，保證政策的穩定性和可預見性。具體應進一步降低金融、教育、通訊、基礎設施建設等行業的準入門檻，允許外資的進入。

4.2努力增大外商投資規模，并提高外資質量。

充分利用外資發展我國經濟是非常必要的，但不能無謂地盲目引入外商投資，因為我國有豐富的勞動力和內在的市場潛力，所以大量外商企業想用我國廉價勞動力降低成本，我們要適當地篩選高質量的外商投資，合理分配外商投資額。

4.3加強全民素質教育，提高自身企業自身的技術水平。

FDI進入的正的技術溢出效應不顯著，其中一個重要原因是外資企業與內資企業的技術差距過大，導致內、外資企業建立關聯性的難度也比較大，因此，我國政府應該加大對教育事業的投入，為內資企業培養大量的管理和技術型人才，提高內資企業自身的技術水平。

參考文獻：

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［5］李子奈，潘文卿著.計量經濟學（第二版）.高等教育出版社，2005.04.

基金項目：本文受湖北省咸寧學院科研基金項目資助（項目編號：KY10047）。