摘要：采用向量誤差修正模型、方差分解和脈沖響應(yīng)技術(shù)，對我國1979—2014年期間FDI與國內(nèi)投資之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明：無論長期還是短期，F(xiàn)DI是引導(dǎo)國內(nèi)投資和GDP變化的單向Granger原因，國內(nèi)投資和GDP之間存在雙向因果聯(lián)系；FDI對國內(nèi)投資具有顯著促進(jìn)效應(yīng)，這種效應(yīng)隨著時間推移先強(qiáng)后弱。因此，F(xiàn)DI不但直接彌補(bǔ)了國內(nèi)發(fā)展資金缺口，還通過帶動國內(nèi)投資刺激經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)鍵詞：FDI；經(jīng)濟(jì)增長；向量誤差修正模型

中圖分類號：F830.59文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：

2095-3283（2016）11-0036-03

[作者簡介]劉殿蘭（1978-），女，漢族，廣東韶關(guān)人，副教授，研究方向：經(jīng)濟(jì)學(xué)、國際貿(mào)易。

[基金項目]廣東省教育廳“十三五”廣東省高等職業(yè)教育國際商務(wù)特色專業(yè)建設(shè)項目（粵教高函[2015]189號）。

一、引言

改革開放以來，我國吸引了數(shù)量龐大的FDI，自1993年以來我國成為發(fā)展中國家中最大的FDI流入國。理論上，F(xiàn)DI對我國經(jīng)濟(jì)增長、資本積累、技術(shù)進(jìn)步具有重要意義。然而，現(xiàn)在面臨的問題是：一方面持續(xù)大量的FDI流入給我國的國際收支平衡帶來巨大壓力，另一方面國內(nèi)大量過剩資金找不到有效投資出路，我國目前已成為全球最大的資金輸出國之一。如此龐大的FDI對國內(nèi)投資究竟產(chǎn)生了帶動效應(yīng)還是擠出效應(yīng)？科學(xué)解答該問題對于正確評價FDI在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的功效、制定合適的FDI政策和投資政策具有重要意義。

二、FDI影響國內(nèi)投資機(jī)理分析

FDI流入東道國后，會通過多種機(jī)制對本國投資產(chǎn)生影響，縱觀國內(nèi)外文獻(xiàn)，本文歸納了FDI影響國內(nèi)投資的主要機(jī)制：

縱向看，F(xiàn)DI通過對原材料或生產(chǎn)設(shè)備需求，拉動上游企業(yè)投資增長，從而產(chǎn)生后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)；FDI對于下游企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的中間品和配套服務(wù)，也可以推動下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，產(chǎn)生前向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。這種產(chǎn)生于產(chǎn)業(yè)之間的前、后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)，帶動了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的投資。

橫向看，跨國公司（MNEs）具有技術(shù)、管理經(jīng)驗、市場營銷等方面優(yōu)勢，將對國內(nèi)同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)投資產(chǎn)生幾大效應(yīng)。一是示范效應(yīng)。國內(nèi)企業(yè)通過學(xué)習(xí)模仿MNEs的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，對MNEs所在行業(yè)進(jìn)行跟進(jìn)式投資 （Findlay，1978） 。二是競爭效應(yīng)。國內(nèi)競爭由于MNEs的進(jìn)入變得激烈， 國內(nèi)企業(yè)設(shè)備升級和技術(shù)創(chuàng)新迫在眉睫，這顯然有利于促進(jìn)國內(nèi)投資增長（Caves，1974）。不過，MNEs的進(jìn)入打破了原有市場格局，憑借其各方面的綜合優(yōu)勢搶占國內(nèi)企業(yè)的市場份額，甚至將競爭力低下的國內(nèi)企業(yè)逐出市場，從而迫使國內(nèi)企業(yè)削減投資，產(chǎn)生了Aitken等（1997）所提出的“市場掠奪效應(yīng)”。三是培訓(xùn)效應(yīng)。MNEs員工 “做中學(xué)”及參加培訓(xùn)等方式積累經(jīng)驗后，選擇在國內(nèi)創(chuàng)業(yè)（Javorcik，2004） 。

綜上可見，F(xiàn)DI流入既會對國內(nèi)投資產(chǎn)生積極的帶動效應(yīng)，又可能會帶來負(fù)面效應(yīng)，因此FDI對經(jīng)濟(jì)增長的凈影響并不確定，對我國來說，F(xiàn)DI對國內(nèi)投資的最終影響需要結(jié)合我國實(shí)際，在理論分析基礎(chǔ)上，通過實(shí)證檢驗來做出科學(xué)合理的判斷。

三、實(shí)證檢驗和分析

（一）數(shù)據(jù)和單位根檢驗

考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文實(shí)證分析采用1979—2014年FDI、DI和GDP的年度時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為歷年《中國對外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，所有數(shù)據(jù)量均調(diào)整為以2000年價格為基期。為減少異方差，對所有變量序列取對數(shù)。

本文使用ADF檢驗和PP檢驗分別對變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。證明所有變量水平值大體上不能拒絕單位根的原假設(shè)，說明水平形式的變量是非平穩(wěn)序列；兩種方法對差分形式變量的檢驗值都在5%顯著水平上拒絕單位根假設(shè)，說明差分后的變量為平穩(wěn)序列I（0）。

（二）基于誤差修正模型（VECM）的Granger因果檢驗

遵循Granger（1988）建議，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則通過估計VECM來考察變量間的Granger因果關(guān)系，根據(jù)Granger表述定理，向量誤差修正模型可以表達(dá)為：

ΔFDIt=α1+βfECTt-1+∑ni=1γfiΔFDIt-i+∑ni=1δfiΔDIt-i+∑ni=1λfiΔGDPt-i+εft（1）

ΔDIt=α2+βdECTt-1+∑ni=1γdiΔFDIt-i+∑ni=1δdiΔDIt-i+∑ni=1λdiΔGDPt-i+εdt（2）

ΔGDPt=α3+βgECTt-1+∑ni=1γgiΔFDIt-i+∑ni=1δgiΔDIt-i+∑ni=1λgiΔGDPt-i+εgt（3）

其中，ECT為誤差修正項，誤差修正項系數(shù)βi（i=f，d，g）表示長期均衡對短期關(guān)系偏離進(jìn)行調(diào)整的速度。εit（i=f，d，g）為隨機(jī)誤差項。α、γ、δ表示待估計參數(shù)。

誤差修正模型的優(yōu)勢在于：1.VECM包含了被VAR模型所忽視的變量之間的協(xié)整關(guān)系。2.能夠有效克服標(biāo)準(zhǔn)Granger因果檢驗所導(dǎo)致的估計偏差（Engle和Granger，1987）。3.對誤差修正項和解釋變量滯后項的估計系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合檢驗，如果檢驗統(tǒng)計量顯示估計系數(shù)顯著異于0，則表明該解釋變量是因變量的長期Granger原因。

表1給出了FDI、DI和GDP之間的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，無論短期還是長期，DI和GDP對FDI不具有統(tǒng)計意義上的影響，F(xiàn)DI與GDP對DI具有顯著影響效應(yīng)，F(xiàn)DI與DI對GDP具有顯著影響。因此，F(xiàn)DI是引導(dǎo)DI和GDP變化的單向Granger原因，而DI和GDP之間存在雙向的Granger因果關(guān)系。值得指出的是，雖然Granger因果不等同于經(jīng)濟(jì)意義上的因果關(guān)系，但目前我們至少可以認(rèn)為FDI是預(yù)測DI變化的一個先行指標(biāo)。