FDI對中國經濟增長的影響研究

宋清

摘 要：全球化加深使國家間關系更緊密，其推動因素之一是外商直接投資（FDI）。FDI對一國的發展起重要作用。文章對中國1986—2019年GDP與FDI的數據進行分析，研究發現，FDI在長期內推動經濟增長;在短期內是經濟增長的格蘭杰原因，對經濟增長的影響存在滯后性;兩者在偏離長期均衡狀態時能夠恢復調整。

關鍵詞：外商直接投資;經濟增長;VAR;FDI

中圖分類號：F125 文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2022）11-0001-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.11.001

1 引言

據發展改革委統計，2019年約4.1萬家外商投資企業新設立，9415.2億元人民幣外資被使用，同比增長5.8%。可見FDI在中國經濟發展中扮演重要角色。故研究FDI與經濟增長的關系有助于中國更有效利用外資促進經濟增長。大部分學者認為FDI推動經濟增長（郭熙保等，2009;Chen等，1995;Barrell等，1997）[1-3]。其主要體現在資本效應（Boswoith等，1999;方友林等，2008）[4-5]和技術溢出效應（錢曉英，2004）[6]。部分學者持反對意見，認為FDI對經濟增長作用不明顯（王子君等，2002）[7]。原因是有限技術溢出作用（Kholdy，1995）[8]、國家資源配置效率低下（Cardoso等，1979）[9]等。還有學者認為FDI對經濟增長的作用不明確，取決于國家情況（Balasubramanyam，1996）[10]。現有文獻對兩者關系的研究結果不一，測算FDI對經濟增長的影響時并未考慮內生性。本文通過構建向量自回歸等方法來探討FDI對經濟增長的影響，這有助于相關部門利用結論制定政策，促進經濟發展。

2 研究設計

本文采用Stata11軟件分析1986—2019年FDI與GDP數據（億美元），為消除異方差，對其取對數。

2.1 序列趨勢分析

圖1可見，FDI與GDP不斷增長且變動方向一致，兩者可能存在相關關系，表1可證實。故本文提出假設，短期內FDI對經濟增長的促進效果不明顯;長期內FDI促進經濟增長。

圖2可見，FDI一階差分序列較平穩。但1990—1995年明顯上升，這可能受到了“南方談話”的影響。總體來說，差分后的GDP與FDI較平穩。

2.2 ADF檢驗

表2可見，lngdp與lnfdi統計量的絕對值0.034與2.715小于5%臨界值的絕對值2.978，故原序列為單位根且不平穩。一階差分處理后，Δlngdp統計量-4.942的絕對值大于5%臨界值的絕對值2.980，故原序列不為單位根且平穩。Δlnfdi可近似為在5%的顯著性水平上平穩。可以認為，FDI和經濟增長存在穩定均衡關系。

2.3 向量自回歸模型（VAR）

模型一般表示形式為：

其中，t是總樣本數，i是滯后階數。yt是GDP，yt-i是GDP滯后i期，xt是FDI。A和B是該模型的待估系數矩陣，表示FDI對GDP的影響系數。隨機誤差項假定為白噪聲。

VAR模型構建的前期基礎是確定最優滯后階數。模型滯后期為0、1、3，所有檢驗指標對應的結果均不顯著;模型滯后期為2，SBIC檢驗指標的準則數值最小。模型滯后期為4，LR、FPE、AIC、HQIC數值最小，見表3。為保證模型穩健性，確定滯后階數為4。

VAR模型如下：

方程擬合優度R2都在98%以上，模型整體擬合很好。GDP滯后一期的系數0.8635大于FDI滯后一期的系數0.2197，GDP滯后二期的系數0.1833小于FDI滯后二期的系數0.4334。這說明，滯后一期，GDP可能由于自身慣性增長。滯后兩期，FDI能夠促進經濟增長。FDI對經濟增長的作用具有滯后性。上述系數已通過5%的顯著性水平下的檢驗。

圖3顯示，模型特征根全落于單位圓內。這說明該模型及其滯后階數通過穩健性檢驗，可進行動態關系分析。

3 實證分析

3.1 短期分析

第一，脈沖響應分析。圖4可見，給FDI一個標準差沖擊后，1～3期其對GDP的脈沖效果不明顯。可能是FDI前期多為資本流入，其產出效應不會立即顯現。4期后，FDI對GDP的影響開始顯現并逐漸增長，8期脈沖響應效果最高。可能是FDI前期資本流入轉變成生產力導致投資乘數效應而促進經濟增長。故FDI對經濟增長的促進作用存在且滯后。雖然FDI脈沖響應度在后期保持上升，但其在8期只達到0.03%左右。故短期內FDI可促進經濟正向增長但其影響效果不明顯。

第二，方差分解分析。FDI對GDP的貢獻度在前4期并未較好體現。表4可見，FDI從5期后對GDP的貢獻度開始明顯提升，可能是FDI通過前后產業關聯效應推動經濟增長。FDI在5期貢獻率0.32%，8期貢獻率2.47%，可見FDI對經濟增長的貢獻度呈指數型增加。可能是FDI技術外溢效應提高企業技術水平而推動產出。綜上所述，盡管FDI短期對經濟增長的推動力不高，但其前后關聯效應和技術外溢效應在長期會促進經濟增長并穩定上升。

第三，格蘭杰因果檢驗。表5可見，假設一：p值為0.210，在5%水平上不顯著。可能是相比GDP高的國家，FDI更傾向流入具備開放市場、優惠政策等因素的國家。假設二：p值為0.024，在5%的水平上顯著。故經濟增長不是FDI的格蘭杰原因，FDI是經濟增長的格蘭杰原因。該結果與中國現實情況相符。改革開放后，FDI流入中國市場，通過資本效應、技術溢出效應等促進經濟增長。

3.2 長期分析

FDI與經濟增長均是一階單整變量。故本文采用Johansen協整檢驗法分析變量間的長期相互關系。gzslib202204041232

表6可見，兩者有一個協整關系時，最大特征值統計量0.209815小于9.24小于3.76。跡統計量0.209815同樣小于9.24小于3.76。故模型有且僅有一個協整關系，即長期均衡關系。

故協整方程為：lngdp=2.106lnfdi-4.856

可見，FDI正向促進經濟增長且顯著。FDI每增加1單位則GDP增加2.106單位。長期看，協整關系使兩者間可能存在某種制約關系來保證均衡。

3.3 短期與長期分析

上文通過脈沖響應分析與方差分解研究了FDI與經濟增長的短期關系，通過協整檢驗研究了兩者的長期關系。為研究兩者長短期關系，本文引入向量誤差修正模型，且基于VAR（4）考察短期內兩者偏離長期均衡狀態時的修正與調整。據Stata11軟件結果得出：

DlngdptDlnfdit=-0.02400.0631CointEqt-1+0.14230.0542+-0.1014，0.1683-0.1953，0.6685Dlngdpt-1Dlnfdit-1+0.0825，-0.2688-0.5601，-0.2918Dlngdpt-2Dlnfdit-2+0.0498，0.2126-0.1163，0.0913Dlngdpt-3Dlnfdit-3+δ1tδ2t（3）

模型R2大于0.73，整體效果較好。FDI誤差修正項p值為 0.099，GDP誤差修正項p值為0.010，兩者都較為顯著。這說明，兩者短期內偏離均衡狀態時會被調整來穩定長期內兩者之間的關系。

4 結論

本文發現，長期內FDI促進經濟增長且兩者保持穩定。短期內FDI是經濟增長的格蘭杰原因。FDI正向促進經濟增長，但效果不明顯且具滯后性，不過FDI對經濟增長的影響貢獻率呈指數型增長。FDI和經濟增長短期內可能偏離長期均衡，但長期內能夠得到修正并維持兩者穩定。

參考文獻：

[1]郭熙保，羅知.外資特征對中國經濟增長的影響[J].經濟研究，2009，44（5）：52-65.

[2]CHEN C，CHANG L，ZHANG Y.The role of foreign direct investment in Chinas post-1978 economic development[J].World development，1995（23）：691-703.

[3]BARRELL R，PAIN N.Foreign direct investment，technological change， and economic growth within Europe[J].The economic journal，1997（107）：1770-1786.

[4]BOSWORTH B，COLLINS S.Capital inflows，investment and growth[J].Tokyo club papers，1999（12）：55-74.

[5]方友林，冼國明.FDI對我國國內投資的擠入擠出效應：地區差異及動態特征[J].世界經濟研究，2008（6）：69-73，88

[6]錢曉英.外商直接投資、國際貿易促進經濟增長的實證研究[D].長沙：湖南大學， 2004.

[7]王子君，張偉.外商直接投資、技術許可與技術創新[J].經濟研究，2002（3）.

[8]KHOLDY S.Causality between foreign investment and spillover efficiency[J].Applied economics，1995（27）.

[9]CARDOSSO F H，FALETTO E.Dependency and development in Latin America[M].Berkeley，CA：University of California Press，1979.