陳敏

摘要： 作者對(duì)1983—2007年全國(guó)外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行實(shí)證分析，通過(guò)觀察散點(diǎn)圖建立計(jì)量模型，利用EVIEWS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸、檢驗(yàn)、分析，運(yùn)用格蘭杰檢驗(yàn)方法對(duì)模型進(jìn)一步改進(jìn)，實(shí)證檢驗(yàn)了外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上就中國(guó)的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題提出相關(guān)的政策建議。

關(guān)鍵詞： 外商直接投資經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析

1.問(wèn)題提出

隨著國(guó)際資本流動(dòng)日趨活躍，直接投資成為國(guó)際資本流動(dòng)的主要流動(dòng)方式，也成為發(fā)展中國(guó)獲取外部資源的主要渠道。我國(guó)自2002年以來(lái)，實(shí)際利用外商直接投資（FDI）已穩(wěn)居世界首榜。實(shí)踐證明，外商直接投資已經(jīng)是中國(guó)對(duì)外開放和加快市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的重要組成部分，也是中國(guó)順應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化趨勢(shì)，主動(dòng)參與國(guó)際分工的重要措施。

鑒于此，我收集1983—2007年期間全國(guó)外商直接投資（FDI）和中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）的數(shù)據(jù)，并加以驗(yàn)證和比較分析，給出相應(yīng)的結(jié)論和提出一些建議。

2.相關(guān)數(shù)據(jù)的收集

由于1983年之前的外商直接投資相對(duì)較少，因此本文實(shí)證分析中選取1983年為樣本數(shù)據(jù)起始點(diǎn)，以1983—2007年共25年的地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）和實(shí)際利用外商直接投資額（FDI）為樣本進(jìn)行分析。其中1983—2007年的數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)于大量的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，我們習(xí)慣對(duì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)施以對(duì)數(shù)變換，也就是ln（GDP）和ln（FDI）結(jié)果，見表1。

表11983—2007期間全國(guó)外商直接投資（FDI）和中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）的數(shù)據(jù)

3.模型方法及計(jì)量分析

3.1散點(diǎn)圖。

圖1ln（GDP）對(duì)ln（FDI）的散點(diǎn)圖

從圖1中可以看出ln（GDP）關(guān)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(jié)果。

表2最小二乘回歸結(jié)果

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

3.3對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

3.3.1回歸方程檢驗(yàn)

復(fù)決定系數(shù)R■=0.939519，調(diào)整后決定系數(shù)R=0.936770，擬合優(yōu)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(guān)系非常顯著。

3.3.2回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)

β■=7.201543，P=0.00，β■=0.69699，P=0.00，回歸系數(shù)也很顯著

3.3.3模型的基本假設(shè)檢驗(yàn)

通常情況下經(jīng)濟(jì)變量都有時(shí)間序列的相關(guān)性，從DW=0.324492，存在正自相關(guān)，也說(shuō)明這點(diǎn)。所以外商的投資額對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在一個(gè)滯后期，即外資第t年投入的資金可能在第t+1年才會(huì)促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)。

3.4分析每年外商投資額的變化情況。

圖2ln（GDP）對(duì)年份的散點(diǎn)圖

3.5對(duì)模型做鄒氏檢驗(yàn)。

從圖2中可以看出在1992年外商投資額發(fā)生顯著變化，所以我們用周氏檢驗(yàn)進(jìn)行分析，結(jié)果如下表3。

表3鄒氏檢驗(yàn)結(jié)果

從鄒氏檢驗(yàn)結(jié)果可以看出在5%的顯著行性水平下，P<0.05,所以拒絕參數(shù)穩(wěn)定的假設(shè)，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(xiàn)了微小的波動(dòng)，外商投資額有下降的趨勢(shì)，并到2000年后又開始平穩(wěn)增長(zhǎng)。

我們查閱相關(guān)資料了解了如下情況。

穩(wěn)定發(fā)展階段（1986—1991）。這段時(shí)期，由于投資環(huán)境改善和國(guó)家對(duì)外商投資政策的完善，外商投資腳步明顯加快。高速發(fā)展階段（1992—1995）。1992年鄧小平南巡講話后，我國(guó)確立了建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革的總體目標(biāo)，我國(guó)利用外商直接投資政策也進(jìn)入了全面深化階段，對(duì)外開放區(qū)域進(jìn)一步擴(kuò)大，從沿海城市擴(kuò)大到內(nèi)陸省份。我國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了前所未有的開放格局，并出臺(tái)了一系列優(yōu)惠政策，外商投資企業(yè)享受著多方面的稅收優(yōu)惠政策，其稅收負(fù)擔(dān)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于國(guó)內(nèi)同類企業(yè)，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(dòng)階段（1997-2001）。受亞洲金融危機(jī)的影響一度呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)。2001年，我國(guó)在全球的份額回暖到增長(zhǎng)6.47％。

繼續(xù)增長(zhǎng)階段（2002-2007）。尤其自我國(guó)加入世貿(mào)組織以來(lái)，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(dá)到527億美元，首次超越美國(guó)。

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(yīng)微弱，因此我們選擇GDP的一階滯后項(xiàng)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(jié)果如下表5。

表5滯后回歸分析結(jié)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(yàn)

復(fù)決定系數(shù)R■＞0.99，調(diào)整后的決定系數(shù)也均大于0.9，可以看出模型的擬合優(yōu)度較高，模型的系數(shù)在0.9的顯著性水平下也都很顯著，模型參數(shù)都符合經(jīng)濟(jì)意義。

4.建議

本文通過(guò)上述計(jì)量分析，得出的結(jié)論能夠很好地解釋經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，結(jié)果是令人滿意的，根據(jù)結(jié)果我們提出如下建議。

4.1加強(qiáng)我國(guó)市場(chǎng)環(huán)境建設(shè)。

政府需要強(qiáng)化政策與法規(guī)上的協(xié)調(diào)與統(tǒng)一，提高市場(chǎng)準(zhǔn)入的透明度，保證政策的穩(wěn)定性和可預(yù)見性。具體應(yīng)進(jìn)一步降低金融、教育、通訊、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等行業(yè)的準(zhǔn)入門檻，允許外資的進(jìn)入。

4.2努力增大外商投資規(guī)模，并提高外資質(zhì)量。

充分利用外資發(fā)展我國(guó)經(jīng)濟(jì)是非常必要的，但不能無(wú)謂地盲目引入外商投資，因?yàn)槲覈?guó)有豐富的勞動(dòng)力和內(nèi)在的市場(chǎng)潛力，所以大量外商企業(yè)想用我國(guó)廉價(jià)勞動(dòng)力降低成本，我們要適當(dāng)?shù)睾Y選高質(zhì)量的外商投資，合理分配外商投資額。

4.3加強(qiáng)全民素質(zhì)教育，提高自身企業(yè)自身的技術(shù)水平。

FDI進(jìn)入的正的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著，其中一個(gè)重要原因是外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)差距過(guò)大，導(dǎo)致內(nèi)、外資企業(yè)建立關(guān)聯(lián)性的難度也比較大，因此，我國(guó)政府應(yīng)該加大對(duì)教育事業(yè)的投入，為內(nèi)資企業(yè)培養(yǎng)大量的管理和技術(shù)型人才，提高內(nèi)資企業(yè)自身的技術(shù)水平。

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基金項(xiàng)目：本文受湖北省咸寧學(xué)院科研基金項(xiàng)目資助（項(xiàng)目編號(hào)：KY10047）。