摘要：通過對1985—2013年我國實際利用外資額和實際GDP的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)二者存在顯著的線性關(guān)系。通過對其線性回歸方程進(jìn)行彈性分析得出中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過于依賴投資，外資在推動我國GDP增長的過程中起著重要作用。對二者的單整檢驗發(fā)現(xiàn)，實際GDP與實際利用外資均非平穩(wěn)序列，經(jīng)過差分變換后，實際利用外資是二階單整序列，實際GDP是一階單整序列。由其趨勢圖和分析得到，二者不具有協(xié)整關(guān)系，即我國實際利用外資額與實際GDP在長期不存在均衡關(guān)系。

關(guān)鍵詞：實際利用外資；經(jīng)濟(jì)增長；單整檢驗

中圖分類號：F74文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：2095-3283（2016）11-0039-05

[作者簡介]段思松（1988-），男，漢族，河南信陽人，助教，碩士，研究方向：對外投資。

一、引言

依據(jù)支出法核算的國內(nèi)生產(chǎn)總值的計算公式為Y=C+I+G+NX，其中，Y是國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP，C是國民消費，I是投資，G是政府購買，NX是凈出口，在其他條件不變的情況下，投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出正向變化的規(guī)律。在投資領(lǐng)域，隨著我國于2001年12月11日加入世界貿(mào)易組織，對外交往日益頻繁，對外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益緊密，引進(jìn)外資尤其是實際利用外資更是蓬勃發(fā)展。通過整理國家統(tǒng)計局網(wǎng)站中關(guān)于我國實際利用外資的時間序列數(shù)據(jù)（1985—2014年），可以看出我國實際利用外資額逐年攀升，對GDP的拉動作用十分明顯。這在一定程度上可以看作是我國適應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域一體化的趨勢，積極實行外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的成果。

二、相關(guān)研究綜述

我國學(xué)者從多方面對實際利用外資額與經(jīng)濟(jì)增長的實證關(guān)系進(jìn)行了研究。1.從地域的角度進(jìn)行闡述：黨曼（2011）對外商直接投資和實際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)和回歸分析，認(rèn)為安徽省利用外資對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用[1]。曹欣（2009）通過山東省GDP、產(chǎn)業(yè)進(jìn)步以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響和影響度，對山東省利用外資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明，利用外資對山東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用，但是利用外資對GDP的貢獻(xiàn)率偏低[2]。2.從我國利用外資的具體特征方面進(jìn)行闡述：劉勁松、強飚、張噸軍（2007）從我國利用外資程度角度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國實際利用外資額與協(xié)議外資額之間存在長期均衡關(guān)系，但不存在因果關(guān)系[3]。談鎮(zhèn)（2006）通過消費、投資、政府支出、進(jìn)出口差額四個方面分析我國利用外資的特征后，用兩階段最小二乘法來檢驗實際利用外資，通過與我國經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性比較，認(rèn)為政府財政支出對GDP增長無顯著影響，消費、資本形成和進(jìn)出口差額都對GDP增長存在較大的正相關(guān)關(guān)系[4]。

國外學(xué)者的相關(guān)研究主要集中在兩個方面：1.利用投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。Suliman（2014）運用帶向量誤差修正機制的協(xié)整模型，對投資、經(jīng)濟(jì)增長和股票市場規(guī)模進(jìn)行短期動態(tài)測試，結(jié)果表明，實際利用外資和股票市場規(guī)模、股票市場規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長在短期有加強的因果關(guān)系，變量在長期協(xié)整[5]。Prasad（2007）認(rèn)為，經(jīng)常賬戶盈余和非工業(yè)國家的經(jīng)濟(jì)增長之間，呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。而依賴于外國資金的工業(yè)國家增長得更快[6]。2.從地域角度分析。Ahmad（2006）對包括中國在內(nèi)的東亞國家的各種類型的資本流動對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響進(jìn)行定量評估，得出結(jié)論：（1）國內(nèi)儲蓄對經(jīng)濟(jì)的長期增長做出了積極貢獻(xiàn)；（2）外國直接投資確實在強勁增長，并且對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短期和長期都有影響；（3）短期資本流入對短期以及長期的經(jīng)濟(jì)增長前景都有不利的影響，并且對長期資本流入更加敏感[7]。Peter（2004）通過探討我國的貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長和實際吸收外資的總水平之間的因果關(guān)系，得出結(jié)論，長期看，我國的經(jīng)濟(jì)增長、進(jìn)出口和外商直接投資具有協(xié)整關(guān)系[8]。

從國內(nèi)外的研究現(xiàn)狀可以看出，在實際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究上，雙方的研究具有高度的同一性。但是實際的經(jīng)濟(jì)形勢是不斷變化的，經(jīng)濟(jì)變化最有說服力的解釋就是數(shù)據(jù)。本文在研究實際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長二者的實證關(guān)系時，通過收集最新的數(shù)據(jù)，為回歸模型的實證結(jié)果提供有力的支撐。同時引入彈性概念，即具體考察實際利用外資額的變動對我國經(jīng)濟(jì)增長變動的拉動作用。從實證的彈性數(shù)據(jù)里發(fā)掘二者背后深層次的原因，并為我國在開放型經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略背景下，更好地吸收外資，提高實際利用外資的效率提出可行性建議。

三、我國實際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性分析

本文選取變量實際利用外資額（Foreign Investment In Actual Use，AUFI）作為實際利用外資的評價指標(biāo)；對于衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)采取國際上通行的指標(biāo)GDP來說明。在進(jìn)行相關(guān)性檢驗之前，先來分別分析我國實際利用外資和經(jīng)濟(jì)增長之間的時間序列數(shù)據(jù)。

經(jīng)過GDP平減指數(shù)修正的GDP數(shù)據(jù)由于消除了物價的影響，以GDP的實際增長作為衡量GDP發(fā)展的指標(biāo)，其數(shù)據(jù)更加符合客觀事實；同時經(jīng)過修正后的數(shù)據(jù)變化更加平穩(wěn)，即可以為研究GDP與實際利用外資的實證關(guān)系的分析提供堅實的數(shù)據(jù)支撐。

對1985—2013年我國年實際利用外資額作相同的處理便可以得到圖2：

為了避免建立回歸模型時，由于數(shù)據(jù)的擾動，造成異方差，因此對我國實際利用外資額與GDP（1985—2013年）的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，得到表2：

依據(jù)我國實際利用外資（AUFI）和實際GDP（AGDP）的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析運算，得出兩個變量的相關(guān)系數(shù)0.8779，兩者呈現(xiàn)出強相關(guān)關(guān)系。為了實證檢驗AUFI與AGDP之間是否存在線性關(guān)系，采取Pearson系數(shù)的測算結(jié)果來說明。SPSS軟件測算結(jié)果為0.728，說明二者存在著很強相關(guān)關(guān)系。而Pearson相關(guān)系數(shù)是衡量兩個數(shù)據(jù)集是否在一個直線上面的統(tǒng)計學(xué)計量指標(biāo)。根據(jù)測算結(jié)果說明建立線性模型是在現(xiàn)有數(shù)據(jù)條件下對兩變量之間關(guān)系的最好擬合。

四、我國實際利用外資和實際GDP回歸分析

根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)的計算結(jié)果，表明我國的實際利用外資（AUFI）和實際GDP（AGDP）之間存在極強的線性關(guān)系。因此建立線性回歸模型。為了消除異方差，在變量前取對數(shù)，即所建立的回歸方程為：lnAGDP=β0+β1lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)的一切條件。運用最小二乘法，得到表3：

回歸結(jié)果可以得到以下結(jié)論：1.擬合優(yōu)度為0831，表明線性回歸方程對數(shù)據(jù)有很好的擬合能力，回歸方程對數(shù)據(jù)有很好的解釋能力；為了消除自由度對擬合優(yōu)度的影響，經(jīng)過調(diào)整后的R2略有降低為0813，這說明消除了解釋變量個數(shù)影響的擬合優(yōu)度也支持該結(jié)論；2.自變量（AUFI）的t檢驗值為5524，顯著大于置信水平為5%的t統(tǒng)計量的值即t0025（29）=205，即說明自變量通過t檢驗，自變量對因變量有很好的解釋能力；3DW統(tǒng)計量的值為0093，這表明隨機干擾項一階自相關(guān)的可能性低，估計的模型有良好的性質(zhì)。由此可得到回歸方程為：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)。

五、我國實際利用外資與實際GDP的單整檢驗

當(dāng)用經(jīng)濟(jì)變量建立回歸模型時，一種很普遍的情況就是當(dāng)經(jīng)濟(jì)變量不平穩(wěn)時，建立的回歸模型就會產(chǎn)生偽回歸問題，由此會導(dǎo)致許多統(tǒng)計量的分布不再是標(biāo)準(zhǔn)分布，參數(shù)的無偏性、有效性、一致性會受到影響。因此必須首次對所選取的變量進(jìn)行非平穩(wěn)性即單整性的檢驗，單位根的檢驗方法有很多種，這里主要采用ADF檢驗法。由于在進(jìn)行ADF檢驗時，必須首先為回歸定義合理的滯后階數(shù)，這主要是通過AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則來確定。AIC（赤池）信息準(zhǔn)則主要是衡量統(tǒng)計模型擬合優(yōu)良度的一種標(biāo)準(zhǔn)，盡量避免過度擬合導(dǎo)致的擬合錯誤，因此赤池信息準(zhǔn)則必須越小越好，通過這樣的方式選擇最優(yōu)滯后長度的分布；SC（施瓦茨）信息準(zhǔn)則通過比較不同模型的擬合優(yōu)度來確定合適的滯后長度，因此SC信息準(zhǔn)則要求當(dāng)SC的值達(dá)到最小的滯后期的階數(shù)k。其次是線性時間趨勢項和常數(shù)項的選擇。其選擇的基本原則是先選擇包含兩項的進(jìn)行檢驗，分別比較t統(tǒng)計量的值。若趨勢項的t統(tǒng)計量的值不明顯，則選擇只含常數(shù)項的，如果常數(shù)項的t統(tǒng)計量的值不明顯，則二者都不選取，具體檢驗如下：

通過對該序列包含趨勢項和常數(shù)項的一階差分變換檢驗結(jié)果的分析，可以得出如下結(jié)論：1 ADF檢驗下的t統(tǒng)計量的值為-5353579，分別小于1%、5%、10%顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為原序列不存在單位根，是一個平穩(wěn)序列。2趨勢項的t統(tǒng)計量值為3467，明顯高于5%的顯著性水平下的t0025（29）=205，即證明趨勢項明顯通過t檢驗；同理常數(shù)項明顯沒有通過t檢驗。3表明經(jīng)過一階差分變換之后，實際GDP（AGDP）為一階單整序列。

對于lnAUFI序列的單位根檢驗，通過多次對比AIC與SC的值，確定滯后期為2，僅僅包含常數(shù)項的二階差分變換后的ADF檢驗結(jié)果表明： ADF檢驗的t統(tǒng)計量值為-43861，分別小于1%、5%、10%的顯著性水平下的臨界值，因此可以拒絕序列不平穩(wěn)和存在單位根的原假設(shè)，因此該序列為一個平穩(wěn)序列，所以lnAUFI為二階單整序列。

SER01表示自變量實際利用外資（lnAUFI）的序列，SER02表示實際GDP的序列。從圖3可以看出，隨著時間的推移，兩個變量之間的差距越來越遠(yuǎn)，其離差變得越來越大。同理若兩個序列存在協(xié)整關(guān)系即其線性離差或均衡誤差是穩(wěn)定的。但是從給出的序列走勢圖來看，明顯推翻這一結(jié)論。

綜上所述：lnAGDP與lnAUFI都是非平穩(wěn)序列，lnAGDP經(jīng)過一階差分變換之后，變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即一階單整；lnAUFI經(jīng)過二階差分變換之后，變?yōu)槠椒€(wěn)序列即為二階單整。由于因變量和自變量不是同階單整序列，因此不滿足進(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析的前提。通過Eviews的數(shù)據(jù)輸出結(jié)果和序列的走勢圖分析，可以確定我國的實際GDP與實際利用外資之間不存在長期協(xié)整關(guān)系，即二者的變化從長期來看不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

六、我國實際利用外資和實際GDP彈性分析

依據(jù)回歸分析的結(jié)果，lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)的一切條件。因變量對自變量求一階導(dǎo)數(shù)即可得到我國實際GDP的實際利用外資彈性：β1=dlnAGDPdlnAUFI=dAGDPAGDP×AUFIdAUFI=AUFIAGDP×dAGDPdAUFI=0504。依據(jù)該推導(dǎo)過程，表明線性系數(shù)是實際GDP的實際利用外資額的彈性。其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是實際利用外資增加1%，實際GDP增加0504%；也可解釋為實際GDP增加1%，其中有0504%是由實際投資來拉動的。這組數(shù)據(jù)表明，我國目前的經(jīng)濟(jì)增長仍然是高度依賴投資。從彈性分析的角度來看，我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在明顯的不合理特征。在調(diào)結(jié)構(gòu)、促增長的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，實證分析的結(jié)論進(jìn)一步說明了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的迫切性。

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

通過對1985—2013年我國實際利用外資與實際GDP的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出我國實際GDP與實際利用外資額呈現(xiàn)出高度的線性相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。其線性回歸方程為：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)的一切條件。進(jìn)行彈性分析后得出結(jié)論：中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過于依賴投資，外資在拉動我國GDP增長的過程中起著重要作用。這不僅不利于我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，而且對我國的經(jīng)濟(jì)安全產(chǎn)生負(fù)面影響。分析二者的單整關(guān)系后得出的結(jié)論表明，我國實際利用外資與實際GDP不存在協(xié)整關(guān)系，即從長期來看，二者之間不存在長期均衡關(guān)系，主要原因是外資受國際國內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策和環(huán)境影響較大，有著較大的投機性，因此從長期來看，二者的關(guān)系并不穩(wěn)定。

（二）建議

首先，提高外資利用效率。在我國當(dāng)前情況下，由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型需要較長的時間，是一個比較漫長的過程，對待引資問題上，關(guān)鍵是提高外資的利用效率，這樣既能減少重復(fù)投資，又能切實增強我國的經(jīng)濟(jì)實力。其次，積極引導(dǎo)外資流向。引導(dǎo)外資流向基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和資金技術(shù)密集型項目，特別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，使其流向更需要的地區(qū)和最需要的部門，而對于關(guān)系國計民生的核心部分，應(yīng)當(dāng)對外資有所限制，以切實維護(hù)我國的經(jīng)濟(jì)安全；第三，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，應(yīng)積極尋找新的經(jīng)濟(jì)增長點和發(fā)展方向。從西方國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程來看，第一產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重越來越低，第二產(chǎn)業(yè)的比重逐漸趨于穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)的比重呈現(xiàn)逐漸上升趨勢。我國經(jīng)濟(jì)的最終增長動力也將來自第三產(chǎn)業(yè)，因此應(yīng)大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。同時要把經(jīng)濟(jì)增長的立足點放在擴(kuò)大內(nèi)需上，增加人民的可支配收入，引導(dǎo)居民消費與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展進(jìn)入良性互動，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)進(jìn)入良性循環(huán)。

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（責(zé)任編輯：郭麗春藍(lán)亮）