【摘要】本文通過對我國1993～2014年固定資本形成總量、經(jīng)濟(jì)增長與FDI的分析，研究結(jié)果表明：各變量之間存在長期均衡關(guān)系，F(xiàn)DI在當(dāng)期和滯后一期對我國國內(nèi)的投資呈現(xiàn)正的外部性，然而在滯后二期滯后，F(xiàn)DI對我國國內(nèi)總投資呈現(xiàn)負(fù)的外部性。根據(jù)Wald檢驗(yàn)可知，從長期來看，F(xiàn)DI對我國國內(nèi)總投資的總效應(yīng)為擠出效應(yīng)，即1單位的FDI的增加會使得國內(nèi)總投資的增加小于1各單位。

【關(guān)鍵詞】FDI 總投資 擠出（入）效應(yīng) Wald檢驗(yàn)

一、問題的提出

有關(guān)FDI對東道國國內(nèi)投資的影響，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界有兩種不同的看法。一部分學(xué)者認(rèn)為FDI對東道國國內(nèi)投資產(chǎn)生積極的溢出效應(yīng)?？鐕咀鳛镕DI流向的直接載體，擁有先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、科學(xué)的管理經(jīng)驗(yàn)和成熟的市場渠道等無形資產(chǎn)，這種無形資產(chǎn)能夠產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，從而為國內(nèi)同行企業(yè)所模仿，進(jìn)而提高國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，和促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的轉(zhuǎn)型升級，在此情況下，F(xiàn)DI對東道國資本形成的貢獻(xiàn)也就會超出其自身的規(guī)模；另一部分學(xué)者認(rèn)為FDI的流入會對東道國國內(nèi)投資產(chǎn)生競爭效益?？鐕緫{借其擁有的成本優(yōu)勢，將東道國國內(nèi)競爭對手?jǐn)D出市場。對于這兩種觀點(diǎn)，國內(nèi)外學(xué)者分別做了相關(guān)的驗(yàn)證。Markusen和Venables（1999）[1]建立了一個(gè)簡單的兩行業(yè)模型框架來分析FDI對東道國國內(nèi)投資的影響。研究結(jié)果表明，F(xiàn)DI對國內(nèi)投資的凈影響取決于跨國公司分支機(jī)構(gòu)生產(chǎn)的市場導(dǎo)向。方友林、冼國明（2008）[2]檢驗(yàn)了FDI對我國國內(nèi)投資的影響，研究結(jié)果表明：FDI對我國東部和中部地區(qū)投資的擠出效應(yīng)不是很顯著，對我國西部地區(qū)投資的擠出效應(yīng)表現(xiàn)得尤為顯著。

目前，我國是吸引FDI流入的投資大國，且FDI在我國固定資本的形成中的占比逐年提高，因此，考察新時(shí)期FDI對我國國內(nèi)資本形成的擠入擠出效應(yīng)顯得尤為重要。本文選取我國1993～2014年FDI、GDP及固定資本形成總額數(shù)據(jù)，從實(shí)證上驗(yàn)證FDI對我國國內(nèi)投資的總效應(yīng)。

二、實(shí)證分析與檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)選取

本文選取我國1993～2014年固定資本形成總額、GDP和FDI數(shù)據(jù)，并構(gòu)造新指標(biāo)I（表示全社會總投資占GDP的比重）、F（表示FDI占GDP的比重）、g（表示GDP增長率），實(shí)證分析FDI對我國國內(nèi)總投資的擠入擠出效應(yīng)，數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文采用的是單位根檢驗(yàn)，通過使用Eviews7.2對以上各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：變量F在檢驗(yàn)形式為（c，t，1）的形式下，對應(yīng)ADF值為-4.8295，小于1%的置信水平所對應(yīng)的臨界值-4.4697，為一階平穩(wěn)序列；變量g在檢驗(yàn)形式為（c，0，3）的形式下，對應(yīng)ADF值為-3.9597，小于1%的置信水平所對應(yīng)的臨界值-3.8574，為一階平穩(wěn)序列；變量I在檢驗(yàn)形式為（0，0，0）的形式下，對應(yīng)ADF值為-3.2280，小于1%的置信水平所對應(yīng)的臨界值-2.6857，為一階平穩(wěn)序列。

（三）變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

有上述檢驗(yàn)中可得知，各變量之間存在同階單整關(guān)系，滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提，本文采用的是殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法，通過構(gòu)造OLS回歸方程估計(jì)，得到殘差序列為平穩(wěn)序列，由此可以看出，上述變量之間存在長期均衡關(guān)系。

（四）總效應(yīng)分析

R2=0.9322，F(xiàn)=23.5834，P=0.0000，整體看來，方程的擬合效果較高，從變量F的系數(shù)變化中可以看出，當(dāng)期和滯后一期的FDI對國內(nèi)投資的影響為正，滯后二期的FDI對國內(nèi)投資的影響為負(fù)，這表明FDI在我國投資后前兩年主要表現(xiàn)為正的外部性，而在兩年之后則主要體現(xiàn)為負(fù)的外部性，其原因可能是FDI進(jìn)入我國后需要一定的準(zhǔn)備時(shí)間，總體上大約在兩年之后才會體現(xiàn)出對國內(nèi)企業(yè)的市場競爭效應(yīng)。

在Wald檢驗(yàn)中，相應(yīng)的L值為-3.5384，得出拒絕零假設(shè)的概率為0.0141，可以得出FDI對我國國內(nèi)總投資存在擠出效應(yīng)，即1個(gè)單位FDI的增加使得總投資的增加小于1個(gè)單位。

三、結(jié)論與政策建議

本文通過對我國1993～2014年的FDI對我國國內(nèi)投資總效應(yīng)的分析，得出結(jié)論如下：協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：各變量之間存在長期均衡關(guān)系；在總效應(yīng)分析過程中，分析結(jié)果表明：在FDI剛進(jìn)入我國國內(nèi)時(shí)，對國內(nèi)投資產(chǎn)生正的外部效應(yīng)，之后就會產(chǎn)生負(fù)的外部效應(yīng)，Wald檢驗(yàn)表明：從長期來看，F(xiàn)DI對我國國內(nèi)投資總體上會產(chǎn)生擠出效應(yīng)，鑒于此，筆者提出以下政策建議：

第一，增強(qiáng)外資企業(yè)技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。從當(dāng)下國內(nèi)產(chǎn)業(yè)在全球產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的地位來看，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級勢在必行，因而引進(jìn)外資必將成為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的外在助推器。然而能否引進(jìn)國外先進(jìn)企業(yè)，獲得國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，取決于國內(nèi)是否具備良好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)環(huán)境。因此，健全知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的法律制度，鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新，對促進(jìn)外資企業(yè)提高投資項(xiàng)目的技術(shù)層次，增強(qiáng)技術(shù)外溢效果具有重要的意義。

第二，鑒于上述中，外資對我國國內(nèi)投資產(chǎn)生的擠出效應(yīng)，我們在引進(jìn)外資時(shí)，要從優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，合理審慎引進(jìn)外資，優(yōu)先引進(jìn)技術(shù)密集型和資本密集型資本，定量引進(jìn)資源密集型資本，在此基礎(chǔ)上，加強(qiáng)外在產(chǎn)業(yè)與地方產(chǎn)業(yè)之間的研發(fā)合作。

參考文獻(xiàn)

[1]Aitken，B.Harrison，A.Dodomestic firms benefit from direct foreign ninvestment？ Evidence from Venezuela，American Economic Review，1999，89（3）：605-618.

[2]方友林，冼國明.FDI對我國國內(nèi)投資的擠入擠出效應(yīng)：地區(qū)差異及動態(tài)特征[J].2008，（6）：69-73.

作者簡介：胡安建，云南師范大學(xué)碩士研究生，研究方向：國際貿(mào)易投資。