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FDI与我国经济增长的关系

摘要：

在经济快速发展的背景下,促使本国经济更加繁荣是每个国家都会重点关注的问题,各个国家都会想尽办法促进本国经济增长。

除了拉动内需,促进国内投资这些内在的增长方式外,外国直接投资在这样的情况下促进增长的作用也就显得尤为重要,因而如何吸引外资也就成为各国排到日程上的重要问题。

本文在研究过程中,除了理论上的分析,还运用实际经济数据实证分析并检验中国的外资流入与经济增长之间的关系。

本文采用分布滞后模型和联立方程模型，通过对1995-2014年间的GDP以及FDI数据进行实证分析，并且应用格兰杰因果分析寻找两者之间的相互关系。

关键词：

FDI，我国，经济增长

中图分类号：

F832.5文献标识码：

Abstract:

Inthecontextofrapideconomicdevelopment,promotingamoreprosperouseconomyinourcountryisakeyissuethateverycountrywillpayattentionto.Allcountrieswilltrytheirbesttopromotetheirowneconomicgrowth.Inadditiontostimulatingdomesticdemandandpromotingdomesticinvestmentintheseinherentmodesofgrowth,theroleofforeigndirectinvestmentinpromotinggrowthinsuchcircumstancesisofparticularimportance.Therefore,attractingforeigninvestmenthasalsobecomeanimportantissueforallcountriesontheagenda.Inthecourseoftheresearch,besidesthetheoreticalanalysis,weuseempiricaldatatoanalyzeandtesttherelationshipbetweenFDIinflowandeconomicgrowthinChina.Inthispaper,thedistributionlagmodelandthesimultaneousequationsmodelareadopted.EmpiricalanalysisismadeonGDPandFDIdatafrom1995to2014,andGrangercausalityanalysisisusedtofindtherelationshipbetweenthetwo.

Keywords:

FDI,China,economicgrowth

一.引言

外商直接投资（ForeignDirectInvestment简写作FDI），是近些年来世界经济的一大热点。

对于FDI流入国，FDI带来的不仅仅是资本，还有先进的技术、科学的管理经营或更加开放的市场等。

作为发展中国家，资金缺乏、技术相对落后等劣势决定了FDI对于发展中国家经济发展具有非常重大的意义。

于是20世纪80年代以来，许多发展中国家乃至发达国家都把吸引和吸收FDI作为本国经济发展中的一个重要战略，FDI成为了国际资本流动中最主要的形式。

而在中国，从改革开放30年发展至今，中国经济的发展始终伴随着外商直接投资的发展，外商直接投资已经成为中国经济增长奇迹最重要的变量之一，且中国已成为吸收外商直接投资FDI最多的国家之一，FDI已成为影响中国GDP的重要因素。

中国的外资引导型繁荣大多来自FDI，在许多学者看来，FDI替代了本土企业成为经济增长支柱。

FDI对东道国经济的影响一直以来都是理论界和实践界十分关心的重要研究课题。

学术界一般认为，发展中国家利用外资的经典理论依托主要有三：

一是可以弥补发展中国家的资金短缺；二是可以获得发达国家的先进技术；三是可以吸收发达国家的先进管理经验。

所有这些，对于中国的经济发展都是至关重要的。

因此，研究FDI对我国GDP是否真的有影响以及影响程度很有必要。

二.文献综述与已有研究成果

1.文献综述

关于FDI对东道国经济发展的影响，历来有很多学者对此做出分析。

大多数学者利用不同模型得出“FDI对经济增长之间有显著因果关系”，如国外学者JordanShan（2002）认为FDI与中国经济增长存在着双向的因果关系，但经济增长对FDI的影响要大于FDI对经济增长的影响。

也有个别学者利用模型得到“FDI对经济增长不具有促进作用”的结论，如L.P.King与B.Varadi（2002）认为短期内FDI促进经济增长，长期具有阻碍作用。

国内学者也对FDI与国民经济发展的关系做过大量研究。

桑秀国认为FDI与中国经济成正相关关系，FDI对GDP有促进作用，但不是中国经济增长的首要原因，而中国经济增长却显著带动了FDI的流入。

杨广诣（2006）根据1990-2005年上海市GDP与FDI时间序列数据，利用线性回归分析方法分析出上海市经济增长与外商直接投资之间存在单向（从GDP到FDI）因果关系，并利用方差分析表明上海市经济增长对外商直接投资的影响显著。

2．已有研究成果

现有学者对FDI与GDP关系研究的成果主要分为以下两个方面：

一是FDI带动GDP增长。

在这个观点上比较著名的学者有Blomstrom和Zejan（1994），他们依据1960-1995年间的数据对发展中国家与发达国家的有关情况进行了研究，得出了FDI与GDP具有显著的线性关系，刘祝兰通过对FDI与GDP之间的统计数据进行分析,也得到同样的结论。

二是FDI与GDP两者不相关。

在这个观点上比较著名的学者有N.Fabry与S.Zeghni（2002）通过对俄罗斯的研究则表明该国在吸引FDI方面是一个例外，即俄罗斯并未像其他转型国家一样成为FDI的主要东道国。

L.P.King与B.Varadi（2002）则以匈牙利为例进行政治分析，得出了FDI长期会阻碍未来经济的发展。

三.数据来源及选取

本文所采用的样本数据为1995～2014的年度数据（详见下表）,其中FDI表示外商直接投资额，GDP代表国内生产总值,反映宏观经济总量,其变化反映经济增长。

所有数据以亿元为单元，数据来自《中国统计年鉴》，经过整理。

表11995-2014年FDI与GDP的年度数据

年份

国家

GDP（亿元）

FDI（亿元）

1995

中国

61129.8

375.21

1996

中国

71572.3

417.26

1997

中国

79429.5

452.57

1998

中国

84883.7

454.63

1999

中国

90187.7

403.19

2000

中国

99776.3

407.15

2001

中国

110270.4

468.78

2002

中国

121002

527.43

2003

中国

136564.6

535.05

2004

中国

160714.4

606.3

2005

中国

185895.8

603.25

2006

中国

217656.6

630.21

2007

中国

268019.4

747.68

2008

中国

316751.7

923.95

2009

中国

345629.2

900.33

2010

中国

408903

1057.35

2011

中国

484123.5

1160.11

2012

中国

534123

1117.16

2013

中国

588018.8

1175.86

2014

中国

635910.2

1195.62

数据来源：

《中国统计年鉴》

四．FDI与我国经济增长的实证分析--基于计量经济学模型分析

为研究FDI与我国经济增长的关系，进行实证分析，先从计量经济学基础模型构建开始，对上述整理后的1995年至2014年FDI与GDP年度数据进行基本分析，通过数据，做出散点图，利用散点图检验两者相关性,结果图如下所示：

图1FDI与GDP散点图

从散点图可以看出：

GDP与FDI之间存在线性关系，所以我们可以进一步研究外商直接投资FDI和GDP之间的关系。

以1995-2014年中国的GDP为被解释变量，以1995-2014年外商直接投资额FDI为解释变量，其他因素为随机扰动项，建立如下的一元回归方程式：

GDP=β0+β1FDI+ε

（1）

其中，GDP为1995-2014年GDP序列，FDI为1995—2014年的中国外商直接投资FDI序列，β0、β1为回归参数，ε为随机扰动项。

用Eviews8.0软件进行OLS估计，得模型如下所示：

GDP=-187959.6+618.6665FDI

（2）

T=（-8.601417）（21.66794）

R2=0.963077F=469.4996DW=0.787135n=20

1.经济学意义检验

该模型初步通过经济意义检验，从方程可以看出β1>0，这表明随着外商直接投资FDI的增加，国内生产总值GDP也是增加的，这符合实际情况，所以通过经济意义检验。

2.统计检验

回归的结果中R2为0.963077，F值为469.4996，t值的绝对值均大于2，P值均为0.0000<0.05，说明模型的拟合情况较好，且FDI对GDP有显著性影响。

3.计量经济学检验

（1）异方差检验

首先，根据残差项平方与解释变量的散点图进行判断，可知残差平方对解释变量的散点图主要分布在图形中的下三角部分，大致可看出残差平方随FDI的变动呈增大的趋势，因此，模型很可能存在异方差。

但至于是否存在异方差还需要进一步的检验。

接着，进行White检验，经估计出现White检验结果，如下图所示：

图2White检验结果图

由上可知，F统计量值为9.513286，White统计量nR2=10.56252，且其P值=0.0051<0.05，所以拒绝原假设，表示模型的确存在异方差。

（2）异方差模型修正

因为对数变换并不影响原始变量之间的协整关系,而且对数变换往往可以消除异方差现象,所以对GDP与FDI进行对数变换,并分别用LNGDP和LNFDI表示对数变换后的国内生产总值和外商直接投资额。

下面需要进行模型的修正，这里重新设定模型来消除异方差，如果选择对数形式估计模型，而不是变量线性模型，估计模型如下：

LNGDP=α1+α2*LNFDI+ui（3）

其中,LNGDP为1995-2014年GDP序列的对数形式,LNFDI为1995—2014年的中国外商直接投资FDI序列的对数形式，α1、α2为回归参数，ui为随机扰动项。

用Eviews8.0软件进行OLS估计，并进行修正，可的修正后模型为：

LNGDP=0.227392+1.840369*LNFDI+ut（4）

T=（0.488787）（25.68454）

R2=0.973439F=659.6956DW=1.011544n=20

（3）自相关检验

从以上结果可知DW值为1.011544,且样本容量n=20,解释变量个数为1，在给定显著性水平=0.05的情况下,查DW统计表得,dL=1.201,dU=1.411,这时有DW=1.011544

再进行LM检验，检验回归方程的残差是否存在高阶自相关，可得F统计量相应的概率值为0.0446，LM统计量相应的概率值为0.0399，两个值均小于0.05，可以认为残差序列存在自相关，又由于RESID（-1）显著，RESID（-2）不显著，可以认为残差序列不存在二阶自相关。

所以，综上所述，本模型的残差序列存在一阶自相关。

（4）自相关模型的修正

为解决自相关问题，进行如下校正：

使用科克伦-奥克特迭代法做广义差分回归，使用一阶差分，最终所得模型为：

LNGDP=0.873927+1.744341LNFDI+et（5）

由上述的实证分析，对1995-2014年间FDI与GDP时间序列数据进行分析所得的结果中可知：

外商直接投资FDI对我国GDP有直接拉动作用。

通过计量经济模型的设立，得到的模型系数为正，具有线性关系，且通过多次修正得到了以上的结果，可以看出GDP受到FDI投资的直接影响。

五．FDI与我国经济增长的实证分析--基于联立方程模型

本文选取FDI作为自变量，GDP为因变量。

本文建立如下模型：

（6）

在上式中，GDPt表示第t年我国的经济增长状况,用GDP来表示（单位：

亿元），FDIt表示第t年我国的外商直接投资额（单位：

亿元），FDIt-1表示第t-1年我国的外商直接投资额（单位：

亿元），α0、α1、α2、β0、β1、β2均为回归系数，u1t、u2t为随机扰动项。

由于本文采用的是时间序列数据,为避免谬误回归等问题,在最终确立计量回归模型前,须对所涉及的时间序列变量进行平稳性检验,该部分实证检验分为三个步骤:

第一,利用单位根检验确定时间序列LNGDP和LNFDI的平稳性;第二,利用两变量的Engle-Granger检验方法（EG两步检验法）来确定LNGDP和LNFDI之间是否具有协整关系,若存在,给出两变量之间的长期关系;第三,利用格兰杰因果关系检验考察LNGDP和LNFDI之间的因果性关系。

本文所用检验结果均为采用EVIEWS8.0计量分析软件进行回归分析而得。

1.时间序列的平稳性检验（ADF检验）

首先对LNGDP、LNFDI及其一阶差分序列、二阶差分序列进行单位根检验，判断是否为平稳序列，以确定其单整阶数。

其ADF单位根检验的结果如下所示：

表2ADF单位根检验结果

变量

滞后

阶数

ADF

检验值

临界值

是否

平稳

10%

LNGDP

原序列

0.5910

-3.8315

-3.0300

-2.6552

不平稳

一阶差分

-2.2924

-3.8574

-3.0404

-2.6606

不平稳

二阶差分

-4.3738

-3.8868

-3.0522

-2.6666

平稳

LNFDI

原序列

-0.2106

-3.8315

-3.0300

-2.6552

不平稳

一阶差分

-3.8303

-3.8574

-3.0404

-2.6606

不平稳

二阶差分

-5.5419

-3.8868

-3.0522

-2.6666

平稳

从上表的检验结果中可以看出，原水平序列LNGDP和LNFDI的ADF检验值都大于1%、5%10%的置信水平的临界值，表现出非平稳特征，说明LNGDP和LNFDI都是非平稳序列。

而LNGDP和LNFDI一阶差分的ADF检验统计量，也都大于1%、5%10%的置信水平的临界值，表现出非平稳特征，说明LNGDP和LNFDI的一阶差分都是非平稳序列。

但是LNFDI二阶差分的ADF检验值为-5.5419，小于1%、5%、10%的临界值，则在显著性水平为1%时拒绝原假设，表现为平稳序列，即LNFDI序列是二阶单整的，LNFDI~I

（2）。

且LNGDP二阶差分的ADF检验值为-4.3738，小于1%、5%、10%的临界值，则在显著性水平为1%时拒绝原假设，表现为平稳序列，即LNGDP序列是二阶单整的，LNGDP~I

（2）。

所以LNGDP序列与LNFDI序列是同阶单整的，因此具备了进行协整检验的条件。

2.模型的协整检验

（1）先估计模型

因为联立方程如下所示，对其进行识别

（7）因为，K=4，M1=3，M2=3，G=2，则由识别条件K-M>=G-1可知两个方程均为恰好识别，所以需要用间接最小二乘估计法来估计参数。

根据ILS估计法，先将结构型模型转化为简化型模型，则简化型模型为：

（8）

根据所得简化型模型以及相关参数的表达式，再用最小二乘估计法估计简化型模型的参数，可得估计式以及估计出来的具体参数值，如下所示：

（9）

最后，因为模型恰好识别，则由结构型模型系数与简化型模型系数之间的关系，可唯一地解出结构型模型系数的估计。

解得的结构型模型的参数估计值为：

（10）

从而结构型模型估计式为：

（11）

（2）进行协整检验

对两个方程的残差序列检验其平稳性，进行单位根检验，以此来判定两变量之间是否为协整关系，若其为平稳序列，则说明两变量存在协整关系，反之则不存在。

由于残差序列的均值为0，所以采用无截距项、无趋势项的ADF检验，结果汇总表如下所示：

表3无截距项、无趋势项的ADF检验结果图

变量

ADF

检验值

临界值

是否平稳

10%

e1t

-4.3283

-2.7081

-1.9628

-1.6061

平稳

e2t

-3.6740

-2.7081

-1.9628

-1.6061

平稳

所以可知两个方程的残差序列不存在单位根，均为平稳序列，说明LNGDP与LNFDI之间存在协整关系，即表明两者之间有长期均衡关系。

（3）误差修正模型

把e1t、e2t看作均衡误差，对两个方程均建立误差修正模型，进行修正，结果如下所示：

（12）

所以，误差修正项的系数大小反映了对长期均衡的调整利率，从误差修正项的参数估计值来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以一定的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态，且调整幅度较大，则LNGDP与LNFDI之间的长期均衡机制对被解释变量的变化具有强烈的制约作用。

（4）模型的确定

所以最终的模型确定为，如下所示：

（13）

通过以上回归分析，我们发现，t年外商直接投资的自然对数每增加1，国内生产总值的自然对数增加3.209，t-1年外商直接投资的自然对数每增加1，国内生产总值的自然对数增加1.346，这说明外商投资有滞后性。

然后，t年国内生产总值的自然对数增加1，外商直接投资的自然对数增加1.695，t-1年国内生产总值的自然对数增加1，外商直接投资的自然对数增加2.247，表明外商的投资受东道国经济发展的影响较大。

3.格兰杰因果检验

协整检验的结果说明变量之间存在长期的关系，为了进一步确定FDI与GDP之间的因果关系，本文采用目前国际上比较通用的格兰杰因果关系检验。

Granger因果检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量的方程中。

一个变量如果受到其他变量的滞后影响，则称他们具有Granger因果关系。

考虑到FDI对经济增长的滞后作用，选取滞后期为4，检验结果如下所示：

图3Granger因果关系检验图

由上可知，第一行与第二行的Prob值均小于0.05则拒绝原假设，即LNGDP是LNFDI的Granger原因，且LNFDI也是LNGDP的Granger原因，即LNGDP与LNFDI是双向因果关系。

说明FDI对经济增长具有促进作用，并且经济增长也是吸引FDI的原因。

六．结论与建议

1.结论

由上述的两种实证分析方法对1995-2014年间FDI与GDP时间序列数据进行分析所得的结果中可知：

外商直接投资FDI对我国GDP有直接拉动作用。

通过计量经济模型的设立，得到的模型系数为正，具有线性关系，且可以看出GDP受到FDI投资的直接影响，也受到FDI的滞后影响。

我国FDI和GDP虽然不是平稳序列，但是存在长期稳定的关系。

且由回归结果可知，t年外商直接投资的自然对数每增加1，国内生产总值的自然对数增加3.209，t-1年外商直接投资的自然对数每增加1，国内生产总值的自然对数增加1.346，这说明外商投资有滞后性。

同时，由格兰杰因果检验可知LNGDP是LNFDI的Granger原因，且LNFDI也是LNGDP的Granger原因，即LNGDP与LNFDI是双向因果关系，这说明了FDI对我国经济增长具有积极的促进作用，并且经济增长也是吸引FDI的原因。

而FDI与GDP存在长期均衡关系，这是因为FDI的流入可以增加总体的资本资源，从而促进资本形成和经济增长，而且FDI的流入还可以转移先进的技术、管理和营销经验等，从而提高生产效率，达到促进经济增长的效果。

2.对策与建议

通过以上分析可知，我国利用FDI与经济增长之间存在长期均衡的关系，且FDI的大量涌入在一定程度上促进了我国经济的发展。

为了不断提高我国利用FDI水平，使FDI更好地促进GDP增长，结合我国实际情况及本文实证分析结果，提出了如下对策建议:

（1）加强利用外资的政策性指导

FDI与GDP存在长期协整关系，应加强利用外资的政策性指导，深化外商投资管理体制改革。

在资源占有及利用上树立全球性思维，并加强对国家形象的塑造及宣传，不断改善引资环境，拓宽外商直接投资领域，促进本国经济的发展。

（2）扩大利用外资规模，提高对外开放水平

FDI对我国的经济增长有显著的影响，为促进我国经济持续健康发展，应进一步扩大利用外资规模，合理有效利用外资;加大对欧美等发达国家的引资力度，形成利用外资的新格局，提高我国的对外开放水平。

（3）提高自主创新与技术研发能力

自主创新与技术研发能力决定了我国利用外资的收益水平，企业应充分利用技术落后的后发优势，通过跨国公司的直接投资这一渠道，积极引进先进技术。

政府应采取有效措施，对企业的技术研发给予必要的政策和资金扶持。

参考文献:

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[2]吴德进.福建省FDI、对外贸易与经济增长关系的实证研究[J].国际贸易问题，2007（10）.

[3]高佩娟.山东省外商直接投资与经济增长关系的实证分析——以1990-2004年为研究区间[J].山东经济，2007（3）.

[4]赵晋平.利用外资与中国经济增长[M].

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