FDI對中國經濟增長影響的實證分析
——基于Almon分布滯后模型

辛宏艷 安春明 肖 雪

FDI對中國經濟增長影響的實證分析
——基于Almon分布滯后模型

辛宏艷 安春明 肖 雪

外商直接投資（FDI）在世界經濟發展中扮演著重要的角色。中國作為世界上最大的發展中國家，如何更好地利用外資推動經濟發展，在經濟發展的同時更好地吸引外資尤為重要。基于我國2003—2012年FDI和GDP的數據，通過Almon分布滯后模型檢驗了FDI和經濟增長的關系。結果表明，GDP 和FDI的關系是長期、均衡的；GDP與FDI之間存在單向的因果關系，FDI的增加是GDP增長的格蘭杰原因；FDI的增加對經濟增長的影響是顯著的正向推動作用。

外商直接投資（FDI）；Almon分布滯后模型；經濟增長

一、引言

在經濟全球化的大背景下，外商直接投資（FDI）成為國際經濟舞臺上的活躍因素，并且被越來越多的發展中國家重視。FDI對一個國家經濟增長所能起到的作用也成為學者們關注的熱點。關于外商直接投資最典型的理論就是“兩缺口”模型。該理論由經濟學家錢納里和斯特勞特創立于1969年，指受僵化的經濟結構的影響，存在儲蓄、外匯收支缺口的國家通過吸收外資來彌補該缺口，擺脫國內資本不足對投資的限制，繼續推動國民經濟的發展。基于“兩缺口”模型，國內學者又提出了“三缺口”模型，將“技術差距”補充到“兩缺口”中去，指出解決“技術缺口”問題的一個有效途徑就是引進外資。［1］隨著我國經濟開放度越來越高，國外資本流入量不斷增加，FDI如何影響和拉動我國經濟增長逐漸成為國內學者研究的重點領域。本文選取我國2003—2012年的FDI和GDP數據，通過平穩性檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系分析，建立Almon分布滯后模型，對FDI與我國經濟增長的內在關系進行實證分析，并對更好地利用外資促進經濟增長提出相應的政策建議。

二、我國利用FDI現狀

改革開放以來，我國政府積極改善市場運行環境和投資環境，增強了外商投資的信心。我國引進和利用FDI大致可分為起步階段（1979—1982年）、成長階段（1983—1991年）、提高階段（1992—2001年）和穩步發展階段（2001年至今）四個階段。目前我國利用外資處于穩步發展階段。從圖1可以看出，自2003年以來外商直接投資金額基本上保持增長的趨勢，直到2008年受國際金融危機的影響，我國吸收外商直接投資出現了下降趨勢，之后從2009年下半年外商直接投資又恢復增長。從2003至2012年外商直接投資金額累計為8 281.39億美元。2003年我國FDI實際使用額為535.05億美元，到2012年則達到了1 117.16億美元，增長了1.09倍。2012年12月，中國FDI金額為1 117.16億美元，同比下降了3.7%。自2008年以來，受金融危機影響，企業的投資不足，全球投資普遍減少。還有一些發達國家為了保護本國企業和經濟發展采取緊縮政策，使企業投資能力有所下降，更多企業越來越傾向于把資金投向短期就能有回報的項目。總的來說，目前中國是一個最有吸引力的投資目的地，在全球范圍內吸引FDI最多的仍然是我國。

外商直接投資通過推動我國產業結構升級、科技進步、帶動就業來拉動中國經濟的增長。截至2014年底，已經累計有81萬家外企在我國設立，實際在中國投資的外資金額也達到1.5萬億美元。2014年，496 487家外商投資企業約占全國企業總數的7%，其繳稅占稅收總額的21%，工業產值占全國的30%，出口額占52%，進口額占50%，同時有10%的城市人口在這些外商投資企業找到了工作。因此，更好地吸收和利用外資不僅僅是對外開放的事，同時也關系到國家的財政收入、對外貿易、居民就業，從而對經濟增長產生影響。

三、相關理論模型

本文所采用的FDI指標和GDP指標都是時間序列數據，若想得到有效的結果，就必須要對這兩組時間序列數據進行平穩性檢驗，并通過格蘭杰因果關系確定兩者的因果關系，最后建立Almon分布滯后模型。

（一）平穩性檢驗

一般來講，我們建立計量經濟學模型，無論是單方程還是聯立方程，都假設數據是平穩的。［2］但是，在實際生活中，很多時間序列數據往往是非平穩的。一些經濟變量有時候會表現為一致的上升或下降，這種情況下估計模型會出現虛假回歸，這樣就會使分析得出的結論無效。因此，若想得到有效的結論，就必須對所用的兩組時間序列數據進行平穩性檢驗。本文通過ADF方法檢驗兩組時間序列數據的平穩性。

本文應用以下三個模型：

在三個模型中，原假設都是H0：δ=0，模型1與模型2的區別在于是否有常數項，模型3與模型2相比含有趨勢項，模型3中的t代表時間序列的趨勢。

檢驗的順序從模型3開始，逐次是模型2，模型1。這三個檢驗中無論哪一個模型的結果拒絕零假設，都可以認定被檢驗的時間序列是平穩的。反之，當三個模型的檢驗結果都不能拒絕零假設時，那么被檢驗的時間序列就被認定是非平穩的。

（二）協整檢驗

沒有協整關系的單整變量的回歸仍然會存在虛假回歸的現象，因此需要進行協整檢驗。［3］現實中的許多經濟變量都不是平穩的，它們是一階或高階單整時間序列，雖然如此，它們的線性組合卻可能是平穩的。［4］假設（1）式中X與Y是一階單整序列，如果它們之間存在長期均衡關系，則由非均衡誤差（2）式給出的線性組合是平穩的。我們稱X與Y是協整的。

為了檢驗兩變量Yt，Xt是否協整，Engle和Granger提出了兩步檢驗法，也稱EG檢驗。

第一步，用OLS法估計方程（1），并計算非均衡誤差，得到

第二步，檢驗et的單整性。如果et為穩定序列，則變量Yt，Xt被認為為（1，1）協整，否則變量Yt，Xt被認為不存在協整關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

檢驗經濟學變量之間是否存在因果關系，最常用的方法就是格蘭杰因果檢驗。檢驗要求估計以下回歸：

1）X對Y有單向影響，即X是引起Y變化的原因。若（3）式中X各滯后項前的參數整體不為零，同時（4）式中Y各滯后項前的參數整體為零，則稱X是引起Y變化的原因。

2）Y對X有單向影響，即Y是引起X變化的原因。若（4）式中Y各滯后項前的參數整體不為零，同時（3）式中X各滯后項前的參數整體為零，則稱Y是引起X變化的原因。

3）X和Y存在雙向影響，即X與Y互為因果關系。若Y與X各滯后項前的參數整體不為零，則稱X和Y之間存在雙向因果關系。

4）X和Y是獨立的，即X與Y不存在因果關系。若Y與X各滯后項前的參數整體為零，則稱X 與Y不存在因果關系。

（四）分布滯后模型

在經濟活動中，有很多因素對經濟變量的影響不能或者說不能完全在當期體現，也就是說這些因素的影響存在滯后性。［4］如果滯后變量模型中沒有滯后被解釋變量，僅有解釋變量X的當期值及其若干期的滯后值，稱為分布滯后模型，其一般形式為：

對于有限分布滯后模型，運用普通最小二乘法估計會存在滯后期長度無法確定、缺乏足夠的自由度、存在多重共線性等問題。［5］針對這些問題，人們提出一些修正估計方法，最常用的就是阿爾蒙（Almon）多項式法。這種方法主要的思想就是通過阿爾蒙變換，定義新變量，以減少解釋變量個數，然后用普通最小二乘法（OLS）估計參數。

根據災害體的特征及變形破壞模式，在掌握斜坡可能的形成滑坡的機制和主要誘發因素基礎上，結合場地工程地質、水文地質及施工條件對其進行工程治理。通過對場地的調查，居民房屋多靠近滑坡體，前緣施工空間小且坡度較陡，應采用截排水工程+場地平整工程 +樁板墻工程 +擋土墻工程+裂縫填埋工程+監測工程相結合進行防護。

四、我國外商直接投資與經濟增長關系的實證分析

在上述理論模型的基礎上，運用實際數據來驗證FDI對經濟增長的影響。［6］本文選取了2003—2012年的實際利用外商直接投資金額，用GDP作為衡量經濟增長的指標。同時根據各年的美元兌人民幣匯率，對FDI數據進行了處理，使其和GDP的單位統一，為了清除異方差，分別對GDP和FDI取對數，分別用ln GDP和ln FDI表示。

（一）平穩性檢驗

本文運用Eviews軟件，對ln GDP和ln FDI的平穩性采用單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。

表1　2003—2012年我國GDP和實際利用FDI金額

表2　　平穩性檢驗結果

通過單位根檢驗對ln GDP和ln FDI的平穩性檢驗，結果表明：在5%和10%顯著性水平下，二者經過二階差分后都拒絕了原假設（H0：δ=0，即存在一個單位根），因此可以確定ln GDP和ln FDI是二階單整序列。

（二）協整檢驗

單位根檢驗發現GDP和FDI是二階單整序列，下面通過協整檢驗來分析判斷GDP和FDI的關系是否是長期的、均衡的。［7］

通過建立回歸模型ln GDP=β0+β1ln FDI+ut，代入數值，經過估計后得到

T統計量分別為4.399和6.831，均大于0.05顯著水平下的臨界值，通過了T檢驗，回歸系數顯著，說明解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。然后檢驗^ut的單整性，運用ADF單位根檢驗方法對u進行平穩性檢驗。檢驗結果表明：在5%顯著性水平下^ut為平穩序列，也就是ln GDP和ln FDI之間存在長期、穩定的關系。通過回歸方程式，我們得出FDI增長1%，帶動GDP增長0.95%，外商直接投資對我國經濟增長存在長期的均衡關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

通過協整關系檢驗，我們得出ln GDP和ln FDI的關系是長期、均衡的，下面本文通過格蘭杰因果關系來分析ln FDI和ln GDP之間是否存在因果關系、存在怎樣的因果關系。［8］

表3檢驗結果表明，在5%的置信水平下，拒絕“ln FDI不是ln GDP格蘭杰原因”假設，接受“ln GDP不是ln FDI格蘭杰原因”假設，也就是ln GDP與ln FDI存在單向的因果關系，并且ln FDI的增加是ln GDP增長的格蘭杰原因，［9］即外商直接投資是經濟增長的格蘭杰原因。

表3　ln GDP與ln FDI格蘭杰因果檢驗結果

（四）建立分布滯后模型，運用Almon（阿爾蒙）多項式法進行估計

運用Almon法估計首先應分析滯后期的長度，運用Eviews軟件分析結果如圖2。根據臨界值（虛線）判斷，滯后2期后，相關系數進入了臨界域，可以確定滯后期長度為2。［10］

設分布滯后模型為

Yt=α+β0Xt+β1Xt-1+β2Xt-2+εt，

其中：Yt為t時期的GDP；Xt-i為t-i時期的FDI；βi為回歸系數；α為常數；εt為隨機誤差項。

本文利用PDL命令估計模型對Almon分布滯后模型的參數進行分析。多項式分布滯后命令PDL（x，k，m，d），x是待分析的解釋變量，k為滯后期長度，m為多項式次數，d是對分布滯后特征進行控制的參數。［11］再次應用Eviews軟件，加入設定的對分布滯后特征進行控制的參數d=2（表示大于滯后期2后的X對Y的作用為0）以及AR（1）的命令進行Almon變換，可得到Almon法的回歸結果為：

Yt=-403.197 8+2.205 8Xt+1.470 5Xt-1+

0.735 3Xt-2+εt，

（2.6518） （2.5576） （2.4757）

R2=0.975 2，D.W.=1.454 3.

在顯著性水平α=0.05下，T統計量分別為2.651 8、2.557 6和2.475 7，均大于0.05顯著水平下的臨界值2.447，通過了T檢驗，回歸系數顯著，說明解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。R2接近于1，說明方程的擬合優度很好。回歸方程表明，每增加FDI 1億元，當期的國內生產總值將增加2.205 8億元，若將滯后的兩期考慮在內的話，國內生產總值將增加4.411 6億元。由此可見，FDI的增加對經濟增長的影響是顯著的正向推動關系。

五、結論及政策建議

通過理論和實證分析外商直接投資對經濟增長的影響可知，FDI對經濟增長、對外貿易、稅收、就業等都有積極的拉動作用。基于我國2003—2012年FDI和GDP的數據，通過Almon分布滯后模型檢驗了FDI與經濟增長的關系，結果表明：GDP和FDI的關系是長期、均衡的；GDP與FDI之間存在單向的因果關系，FDI的增加是GDP增長的格蘭杰原因；FDI的增加對經濟增長的影響是顯著的正向推動作用。

但是，近幾年受全球金融危機的影響，我國外商直接投資與之前相比出現了負增長的態勢，FDI增速開始放緩，根據上文的分析，這將會在一定程度上影響我國經濟的增長。［12］如何更好地吸收和利用外商直接投資，繼續發揮外商直接投資在中國經濟中的積極作用，成為我們不得不面對的一個現實問題。

（一）改善外商直接投資環境，增加投資信心

一方面，要繼續改善我國外商直接投資環境。近年來，政府積極加強基礎設施、交通運輸和通訊設施的建設，改善了投資的硬環境。目前在我國的投資軟環境中，存在有些部門亂收費、亂干預、亂執法的現象，這使得外資企業開始擔心中國的投資環境，對在中國的投資項目望而卻步。因此，政府要及時解決這些問題，積極改善投資環境。另一方面，政府應從長遠的角度制定吸引外商直接投資的策略，增強外商在中國直接投資的信心和吸引力。

（二）利用優惠政策吸引外商直接投資

目前政府在稅收方面的優惠政策包括對企業和個人采取較低的所得稅、增值稅、消費稅、進口關稅，開展“三來一補”政策，對外商直接投資企業和外籍人員實行國民待遇。此外，政府對投資領域的限制也應該放寬，積極鼓勵外商在中國設立投資性公司，鼓勵其研發新技術，投資高新技術產業。［13］

（三）完善引進FDI的相關法律法規

吸收外資的先決條件除了完善的市場環境，特定的優惠政策外，還包括政府的辦事效率，法律法規的完善程度等。目前我國涉及FDI的法律法規文件繁多，導致外商投資者難以系統清晰地了解相關的法律法規，甚至會產生誤解。因此，政府及相關部門應及時完善相應的法律法規，統一外資立法，及時更新法律法規的內容，做到與時俱進。

（四）實施多元化引資策略，拓寬招商引資方式

政府要充分利用中國國際投資貿易洽談會、中國國際高新技術成果交易會等重要平臺，開展和組織重點招商引資活動。此外，還應積極采取更靈活、更務實的招商引資方式，使招商方式由粗放型向集約型轉變。

（五）提高FDI利用質量，擴大外商直接投資領域

政府在積極引進FDI的同時，應合理高效地利用FDI。有效的利用外資企業帶來的資金、技術和管理經驗，促進當地企業和外資企業的合作，逐步實現本土企業的自主創新。在投資領域，政府要有計劃使FDI均衡流向三大產業，而不僅僅局限于第二產業，對于我國比較薄弱的第一產業和第三產業也應大力引進外資。

［1］宋泓汛.對外貿易與經濟增長的關系實證研究——基于多項式分布滯后模型分析［J］.現代商業，2011（3）：38-40.

［2］龐柏林，張帆.FDI對經濟增長影響的實證研究——以山東省為例［J］.哈爾濱商業大學學報，2012（2）：106 -110.

［3］劉宏，李述晟.FDI對我國經濟增長、就業影響研究——基于VAR模型［J］.國際貿易問題，2013（4）：23-25.

［4］王勇，王惠娜.外商直接投資對我國產業結構升級的影響研究［J］.中國外資，2014（4）：21-23.

［5］李瑞.山東省對外貿易、FDI與經濟增長關系的研究［D］.沈陽：沈陽理工大學，2012.

［6］徐運保.兩戰略動機視角下我國吸引FDI的策略研究［D］.電子科技大學，2011.

［7］張婧，馬仁峰，王能洲.基于計量經濟學模型的FDI對經濟增長的影響分析——以安徽省為例［J］.經濟論壇，2009（13）：84-86.

［8］徐婧，孟娟.FDI影響經濟增長的非線性特征分析［J］.商業經濟研究，2014（2）：88-90.

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［10］李楠楠.FDI對中國經濟增長影響的研究［J］.曲阜師范大學學報，2015（1）：30-32.

［11］劉建麗，王欣.我國利用外資“十一五”回顧與“十二五”展望［J］.財貿經濟，2010（7）：69-75.

［12］張振華.中國FDI的質量研究［D］.天津：南開大學，2012.

［13］陳信偉，姚佐文.滯后效應視角下FDI對經濟增長影響的實證研究［J］.技術經濟，2011（4）：96-100.

【責任編輯 于蓬蓬】

Empirical Analysis of Impact of FDI on China’s Economic Growth——Based on Almon Distributed Lag Model

Xin Hongyan，An Chunming，Xiao Xue
（Economy and Management College of Beihua University，Jilin 132013，China）

Foreign direct investment（FDI）plays a very important role in the development ofworld economy.As the biggest developing country in the world，China’s economic growth has been greatly influenced by foreign direct investment（FDI）.How tomake better use of FDI to promote China’s economic development and attract foreign investment is particularly significant.Based on the data of FDIand GDP between 2003 and 2012 in China，this paper tested the relationship between FDIand economic growth with Almon distributed lagmodel.The results of the test show that there is a long-term equilibrium relationship between GDP and FDI.Besides，There is a oneway causal relationship between GDP and FDI，that is，FDIdrives the growth of GDP.The final conclusion is that FDI plays a positive role in promoting economic growth.

Foreign direct investment；Almon distributed lagmodel；Economic growth

F832.6

A

1009-5101（2016）03-0113-05

2016-04-02

辛宏艷，北華大學經濟管理學院講師，經濟學、管理學碩士，主要從事市場營銷、國際企業管理研究；安春明，北華大學經濟管理學院教授，管理學博士，主要從事會計學研究；肖雪，北華大學經濟管理學院講師，經濟學博士，主要從事農產品國際貿易研究。（吉林 132013）