宋雅晴，王娜，康晴晴，劉兮

（合肥師范學院數(shù)學與統(tǒng)計學院，安徽合肥230601）

外商直接投資（FDI）對我國經(jīng)濟影響的實證分析

宋雅晴，王娜，康晴晴，劉兮

（合肥師范學院數(shù)學與統(tǒng)計學院，安徽合肥230601）

本文以內(nèi)生增長理論為基礎，依據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對我國外商直接投資與經(jīng)濟增長的關系進行了實證分析.利用1996-2016年的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、建立誤差修正模型，以衡量我國外商直接投資對經(jīng)濟增長的支持程度.選取國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、外商直接投資FDI、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資額K和勞動人口L為研究指標進行分析，得出結(jié)論：我國外商直接投資與經(jīng)濟增長之間存在一種長期的均衡關系，我國FDI對GDP有顯著的正面效應；外商直接投資與經(jīng)濟增長互為Granger原因.在此基礎上，針對我國外商直接投資與經(jīng)濟發(fā)展過程中存在的問題，提出相應的政策建議.

外商直接投資；單位根檢驗；協(xié)整檢驗；格蘭杰因果檢驗

1 引言

隨著對外開放程度日益擴大和國際經(jīng)濟的日益全球化，我國經(jīng)濟在發(fā)展過程中保持穩(wěn)定較快且持續(xù)態(tài)勢，然而經(jīng)濟增長已離不開外商直接投資（FDI）的必要支持.我國作為最大的發(fā)展中國家，經(jīng)濟改革的不斷深化，體現(xiàn)了FDI如何推動我國經(jīng)濟穩(wěn)定且快速發(fā)展.FDI不僅可以推動技術進步、彌補資本形成不足，更是在促進就業(yè)、增加稅收等方面具有重要意義.因此為了促進我國經(jīng)濟健康快速的發(fā)展，勢必將FDI所具有的積極作用發(fā)揮出來.

2 國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

外商直接投資對于我國經(jīng)濟的影響一直是學術界關注的焦點問題且已取得豐富的研究成果，總體可分為以下兩個方面：

2.1 FDI對我國經(jīng)濟有促進作用

DeGregorio(1992)對拉美12個國家36年的數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，得出FDI對這些國家的GDP有顯著的正向影響；Balasubramanyam等(1996)認為印度和中國實施的出口導向戰(zhàn)略可有效利用外資促進經(jīng)濟的發(fā)展；Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以臺灣為例分析了外商直接投資對GDP的推動作用；DeMello(1999)認為FDI有效的補充了經(jīng)合組織和非經(jīng)合組織國家資本的不足，從而促進了經(jīng)濟增長.沈坤榮、耿強（2001）以內(nèi)生增長模型為基礎，選取我國1987-1998年省級面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，得到FDI的增長能促進GDP的增長；葉莉、郭繼鳴（2004）從內(nèi)生技術進步層面研究，得出外商直接投資對GDP的增長有至關重要的作用；賀紅波、屠新黍（2005）分析得出外商直接投資與經(jīng)濟增長之間存在長期共存關系.

2.2 FDI對經(jīng)濟增長影響不確定

大多學者認為，發(fā)達國家FDI凈溢出效應顯著為正，而發(fā)展中國家則不顯著甚至為負.L.P.King與B.Varadi(2002）研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資對GDP短期存在促進作用，長期存在阻礙作用；Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后，外商直接投資對我國GDP有推動作用，而張誠、趙奇?zhèn)ィ?006）以京津冀1980-2003年數(shù)據(jù)為對象，研究得出以1995年為拐點，F(xiàn)DI溢出效應逐漸消失，且與GDP增長存在顯著負相關；江錦凡（2004）研究FDI對GDP增長的影響中，發(fā)現(xiàn)同時存在資本效應和外溢效應；曹裕等（2008）研究得出中部地區(qū)GDP與FDI不存在長期共存關系，經(jīng)濟增長的主要動力仍來自國內(nèi)投資；程鵬、柳卸林（2010）從資本形成的角度研究FDI對不同地區(qū)GDP分別存在短期和長期效應.

近年來，少有學者對宏觀數(shù)據(jù)進行分析，而FDI的凈溢出效應是不斷變化的；建立ECM（誤差修正）模型的研究也寥寥無幾，因而本文研究FDI對我國經(jīng)濟的影響具有一定的理論和實際意義.

3 指標選取與模型確立

3.1 指標選取

本文選取的樣本區(qū)間為1996-2016年，其中G表示國內(nèi)生產(chǎn)總值、F表示外商直接投資的年流入量、K表示國內(nèi)固定資產(chǎn)投資總額、L表示勞動力人口，數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒》，美元兌換人民幣匯率來自中國人民銀行網(wǎng)站，折算出年度匯率.由于對時間序列數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換不僅能夠消除異方差，而且可以避免因數(shù)據(jù)變化帶來的劇烈波動，使得研究結(jié)果更加精確，因此在分析中對各變量進行取對數(shù)處理，分別記為lnG、lnF、lnK與lnL.對所選指標做出如下假設：

1.選擇采用lnG表示國內(nèi)生產(chǎn)總值（GPD）的自然對數(shù)值.由經(jīng)濟模型中存在的相關因果關系可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的自然對數(shù)值lnG為被解釋變量，其余三個變量lnF、lnK與lnL為解釋變量.

2.選擇采用lnF表示外商直接投資（FDI）年流入量的自然對數(shù).由相關理論可知，GDP的自然對數(shù)值lnG與lnF之間存在正相關關系，也即表明若增加FDI的年流入量，則GPD也將被正向促進.

3.選擇采用lnK表示國內(nèi)固定資產(chǎn)投資總額的自然對數(shù)值.由相關理論可知，GPD的自然對數(shù)值lnG與lnK之間存在正相關關系.

4.選擇采用lnL表示勞動力人口的自然對數(shù)值.由相關理論可知，GPD的自然對數(shù)值lnG與lnL之間存在正相關關系.

3.2 模型確立

本文以內(nèi)生增長理論為基礎，建立柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)；以國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）為被解釋變量，外商直接投資（FDI）、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資和勞動力作為解釋變量，其函數(shù)關系式如下：

在上式中，A代表技術進步系數(shù)；而希臘字母α、β、γ代表偏彈性系數(shù).對公式兩邊取對數(shù)得線性化函數(shù)如下：

4 實證分析

4.1 時序圖分析

為了研究取對數(shù)后得到的線性化函數(shù)中4個變量之間的具體關系，先對4個序列進行時序圖分析，分析結(jié)果如下：

由上圖看出隨著時間的變化各變量都存在不斷增長的趨勢，且變動的方向和步調(diào)較為一致，由此判斷它們之間具有一定的共同趨勢性.在計量分析時，變量的平穩(wěn)性是基本要求之一，如果模型中含有非平穩(wěn)序列，基于傳統(tǒng)計量方法的估計和檢驗都沒有意義，其推斷的結(jié)論也可能是錯誤的.因而下面通過單位根檢驗來判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性.

4.2 單位根檢驗

為防止出現(xiàn)“偽回歸”，保證模型的有效性，首先進行單位根檢驗.單位根過程是非平穩(wěn)過程，進行單位根檢驗時的原假設是變量序列存在單位根.本文用Augmented Dickey-Fuller檢驗各個時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗結(jié)果如下表：

表1 ADF檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果看出，變量序列l(wèi)nG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于對應的5%臨界值，說明這些序列均不具有平穩(wěn)性，接著需要對變量序列進行一階差分，然后再分別對其進行單位根檢驗；一階差分序列的ADF統(tǒng)計量依然都比對應的臨界值要大，還需繼續(xù)進行二階差分處理；二階差分序列的ADF值明顯小于對應的5%臨界值，表明二階差分序列均能夠拒絕“存在單位根”的原假設，即不存在單位根.因此，變量序列l(wèi)nG、lnF、lnK、lnL全都屬于二階單整序列，滿足協(xié)整分析的條件，可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗.

4.3 Johansen協(xié)整檢驗

在研究中發(fā)現(xiàn)，雖然有些序列自身的變化是非平穩(wěn)的，但序列彼此之間卻存在十分密切的長期均衡關系，即協(xié)整關系.協(xié)整的經(jīng)濟意義在于每個變量雖然具有各自的長期波動規(guī)律，但若是協(xié)整的，則它們之間必然存在著一個長期穩(wěn)定的比例關系.本文考察多變量間的協(xié)整關系，故采用Johansen協(xié)整檢驗法進行檢驗，考慮到lnF、lnK、lnL要素對于lnG的促進作用一般具有滯后性，對其進行了一階滯后處理，跡檢驗結(jié)果如下表所示：

從檢驗結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下拒絕了沒有、至少1個、至少2個和至少3個的原假設，不能拒絕至少4個的原假設，所以各個變量之間具有三個協(xié)整關系，可以認為我國的外商直接投資與其他幾個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系.進一步對變量的協(xié)整關系進行分析有效，提取標準化協(xié)整向量，可以得到如下結(jié)果：

表3 標準化協(xié)整系數(shù)

將協(xié)整方程寫成數(shù)學表達式如下:

經(jīng)檢驗這個協(xié)整方程式是顯著的，從以上協(xié)整關系可以看出，盡管LNG、LNF、LNK、LNL盡管都是不平穩(wěn)的，但它們的線性組合卻存在長期穩(wěn)定的均衡關系.可以看出我國外商直接投資（FDI）、國內(nèi)固定資產(chǎn)投資（K）和勞動人口（L）對我國經(jīng)濟增長均呈現(xiàn)明顯正相關關系.

4.4 格蘭杰因果檢驗

從以上協(xié)整檢驗結(jié)果可以看出FDI與我國經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關系，然而這種均衡關系是否能夠構成因果關系，就需要通過格蘭杰因果檢驗來驗證，即檢驗外商直接投資、固定資產(chǎn)投資、勞動人口和GDP之間是否存在格蘭杰因果關系.但是需注意的是：如果變量之間有協(xié)整關系，則至少存在一個方向上的格蘭杰原因；反之，在不存在協(xié)整關系的情況下，任何原因的推斷都將是無效的，檢驗結(jié)果如表4所示：

從表4可以看出，我國外商直接投資是我國經(jīng)濟增長的Granger原因，經(jīng)濟增長也是外商直投資的Granger原因；說明我國GDP的增長依賴于FDI的存在，F(xiàn)DI會通過技術溢出和資本溢出促進經(jīng)濟增長，同時我國經(jīng)濟的發(fā)展也對吸引外商直接投資產(chǎn)生了很大的作用.而lnK和lnG呈現(xiàn)互為促進、互為引導的雙向因果關系；lnL和lnK呈現(xiàn)單向因果關系，lnL有著促進lnG變化的作用，但lnG則不能反作用于lnL；lnK、lnL是lnF的格蘭杰原因，我國就業(yè)人數(shù)的增加、固定資產(chǎn)投資的增加也可以吸引更多的外商直接投資來我國建設生產(chǎn)基地，推動我國外商直接投資的利用水平.

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

4.5 EMC模型

雖然我國外商直接投資與經(jīng)濟發(fā)展存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但是從短期來看，可能會出現(xiàn)一些誤差，因而本文選擇誤差修正模型來分析變量之間的關系，以提高模型的精度.結(jié)果分析如下所示：

表5 誤差修正模型的估計結(jié)果

根據(jù)上表數(shù)據(jù)，得到誤差模型的修正結(jié)果如下：

誤差修正項反映了當變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態(tài)時，它將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的程度，即對偏離長期均衡的調(diào)整力度.從上式結(jié)果看出，當短期波動偏離長期均衡1%時，誤差修正項將以0.813%的力度作反方向的修正，將非均衡狀態(tài)修正到均衡狀態(tài).

5 研究結(jié)論和建議

本文以內(nèi)生增長理論為基礎，依據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，選取1996—2016年的數(shù)據(jù)，分別運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗和誤差修正模型，對我國外商直接投資與經(jīng)濟增長的關系進行了實證分析.結(jié)果表明，我國外商直接投資與經(jīng)濟增長之間存在一種長期的均衡關系，我國FDI對我國GDP有顯著的正面效應；Granger因果關系檢驗結(jié)果表明，我國外商直接投資與我國經(jīng)濟增長互為Granger原因，即引進外商直接投資能夠推動我國經(jīng)濟的增長，而經(jīng)濟增長后，反過來能夠吸引更多的外商投資，進而形成了一種交替促進、良性循環(huán)的狀況.

針對以上分析，提出以下建議：建立健全相關的法律法規(guī)，同時對我國的外資政策重新考量，使政策和現(xiàn)狀保持統(tǒng)一，以便做到及時調(diào)整；出臺相關政策篩選出高質(zhì)量的外商直接投資企業(yè)；完善人才培養(yǎng)制度，從外資企業(yè)吸收借鑒先進技術，提高自身技術水平；優(yōu)化外商投資結(jié)構，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整；改善投資環(huán)境，提高人力資本存量.

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F120.4

A

1673-260X（2017）11-0084-04

2017-08-13

安徽省自然科學基金青年基金項目（1508085QG149）；合肥師范學院校級科研項目（2014cxy06）