FDI與中國經濟增長關系的實證分析

王冰肖蓓

(山東財經大學國際經貿學院，山東 濟南 250002)

一、引言

改革開放后，我國利用FDI的規模不斷擴大，FDI已成為經濟全球化和經濟增長的主要動力之一。1979年9月，我國簽訂了第一個外商對華直接投資協議，1980年5月第一家中外合資企業誕生，從此以后，外商直接投資迅猛發展，目前我國不僅成為吸收外商投資最多的發展中國家，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年我國實際利用外資規模總體呈增長趨勢，FDI逐漸成為我國重要的資本來源。

圖1 中國實際利用FDI變化趨勢

改革開放以來，隨著FDI的持續流入，我國經濟也獲得了持續穩定的增長，如圖2所示，通過比較我國經濟增長率與FDI增長率的變化趨勢，可知GDP增長率與FDI增長率的變化規律有很多相似之處，發展趨勢基本一致，這在一定程度上說明FDI是我國經濟建設中不可或缺的力量，為促進我國經濟快速發展做出了巨大貢獻。

國內外許多學者對中國FDI給予了高度的關注。Chuang Chen、Lawrence Chang和 Yimin Zhang(1995)從來源、數量和地理分布等方面研究了1978年后FDI在我國經濟發展中的作用，結果表明FDI不僅促進了我國經濟增長和固定資產投資增加，而且提升了國內制造業的國際競爭力;陳浪南、陳景煌(2002)認為我國FDI與GDP呈正線性相關;任永菊(2003)分析證明FDI與GDP存在長期關系，但其因果關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)等都認為FDI對資本形成和積累有積極作用，推動了我國經濟的發展。在上述研究成果基礎上，本文以1983—2010年的數據為依據，建立計量模型進行實證分析，進而得出我國FDI流入與GDP增長之間的關系。

圖2 中國經濟增長率與FDI增長率的變化趨勢

二、FDI與我國GDP關系的實證分析

(一)數據和變量

表1 模型數據 單位:億美元

數據來源:中國統計年鑒

本文采用1983—2010年的年度樣本數據，這些數據均來自《中國統計年鑒》，用FDI表示外商直接投資，用GDP表示經濟增長水平(如表1所示)。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除經濟時間序列數據存在的異方差，所以對FDI、GDP進行自然對數變換，變換后的變量分別用LnFDI、LnGDP表示，本文所有的檢驗均利用Eviews5.0軟件完成。各變量自然對數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)序列的平穩性檢驗

在進行時間序列分析時，傳統上要求所采用的時間序列必須是平穩的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢，否則將會產生偽回歸而造成結論無效。但是，現實經濟中的時間序列通常是非平穩的，所以，為了使回歸有意義，對經濟變量的時間序列進行回歸分析前，需要對其平穩性進行檢驗，本文選取ADF檢驗對lnGDP和lnFDI序列進行單位根檢驗，檢驗結果如下:

表2 ADF檢驗結果

從表2檢驗結果可以看出，原水平序列LnGDP和LnFDI的ADF值都大于5%置信水平的臨界值，表現出非平穩特征，說明LnGDP和LnFDI都是非平穩序列。而LnGDP和LnFDI一階差分的檢驗統計量分別為－3.115和－3.379，小于5%的顯著水平下所對應的臨界值－2.981和－2.986，說明LnGDP和LnFDI的一階差分都是平穩的。由此可以得出，LnGDP和LnFDI均為一階單整序列，即LnGDP～I(1)，LnFDI～ I(1)，它們之間可能存在著協整關系，即變量之間可能存在長期均衡關系，滿足了協整檢驗的要求。

(三)模型的協整檢驗

ADF檢驗結果表明兩個變量具有大致相當的平穩性狀況，具備構造協整關系的條件。接下來采用Johansen協整檢驗來檢驗LnGDP和LnFDI之間是否存在協整關系，結果如表3所示:

表3 LnGDP與LnFDI的協整檢驗

檢驗結果顯示，LnGDP和LnFDI存在協整關系。協整檢驗中基于最大特征值的跡統計量可以判別變量之間的協整關系，如果跡統計量大于臨界值，則拒絕原假設;反之，跡統計量小于臨界值，則接受原假設。在5%的顯著性水平下，跡統計量的值18.66大于0.05臨界值的值15.49，拒絕原假設;進一步檢驗，跡統計量的值0.11小于0.05臨界值的值3.84，所以接受LnGDP和LnFDI至少存在一個協整關系的假設，從而說明LnGDP和LnFDI之間存在協整關系，即根據1983—2010年的數據得出GDP與FDI之間存在長期穩定的關系。

根據以上分析，LnGDP與LnFDI具有協整關系，所以可以利用OLS法對其進行線性回歸分析，得到如下回歸方程:

根據回歸結果可以看出，LnGDP與lnFDI的相關系數R2為0.784，表明FDI與GDP的相關程度比較高，方程擬合優度和總體顯著性較好，并且LnGDP和LnFDI存在正相關關系，外商直接投資額的變動對國內生產總值的變動具有重要的影響，可以說，在國內生產總值的變動中，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個單位，就會帶來國內生產總值0.556個單位的增長;F統計量達到了94.436，模型在給定顯著水平下顯著性良好;t檢驗非常顯著，說明FDI對GDP有顯著影響。

(四)Granger因果關系檢驗

協整檢驗說明我國FDI與GDP之間存在長期穩定的均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。檢驗一個變量與另一個變量是否存在因果關系，使用的是Granger因果關系檢驗方法。原假設是變量A對B存在格蘭杰非因果關系，若P＜0.05，則拒絕原假設，變量A對B存在格蘭杰因果關系，且隨著滯后期的不同，檢驗結果也不同。

由表4可以看出，GDP與FDI的滯后期為7時，GDP不是FDI的 Granger原因，但 FDI是 GDP的 Granger原因，FDI與GDP增長之間存在單向因果關系，這表明我國FDI對GDP具有顯著的Granger影響，FDI的流入對我國經濟增長起到了顯著的拉動作用。

表4 格蘭杰因果性檢驗結果

三、對策與建議

通過以上分析可知，我國利用FDI與經濟增長之間存在長期均衡的關系，且FDI的大量涌入在一定程度上促進了我國經濟的發展。為了不斷提高我國利用FDI水平，使FDI更好地促進GDP增長，結合我國實際情況及本文實證分析結果，提出了如下對策建議:

(一)加強利用外資的政策性指導

FDI與GDP存在長期協整關系，應加強利用外資的政策性指導，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，并加強對國家形象的塑造及宣傳，不斷改善引資環境，拓寬外商直接投資領域，促進本國經濟的發展。

(二)擴大利用外資規模，提高對外開放水平

FDI對我國的經濟增長有顯著的影響，為促進我國經濟持續健康發展，應進一步擴大利用外資規模，合理有效利用外資;加大對歐美等發達國家的引資力度，形成利用外資的新格局，提高我國的對外開放水平。

(三)提高自主創新與技術研發能力

自主創新與技術研發能力決定了我國利用外資的收益水平，企業應充分利用技術落后的后發優勢，通過跨國公司的直接投資這一渠道，積極引進先進技術。政府應采取有效措施，對企業的技術研發給予必要的政策和資金扶持。

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