曹曉祎　申玉偉

【摘 要】我國加入WTO以來，外商直接投資（FDI）獲得了飛速的發(fā)展。中國成為全球經(jīng)濟(jì)體中對FDI最具有吸引力的國家。為了更深入地探究FDI對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，文章通過對1985～2015年共30年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行選取，通過構(gòu)建向量自回歸模型（VAR模型）在時間序列基礎(chǔ)上進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長和FDI兩個變量的動態(tài)計量分析。分析結(jié)果指出：外商直接投資（FDI）在經(jīng)濟(jì)增長等方面有明顯的推動作用。這側(cè)面說明我國在改革開放之后所施行的“引進(jìn)來”政策的有效性，也證實(shí)了今后要繼續(xù)堅定地擴(kuò)大開放程度，融入世界經(jīng)濟(jì)、參與全球競爭需要更寬廣、更深刻的實(shí)踐。

【關(guān)鍵詞】FDI；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型；脈沖響應(yīng)

【中圖分類號】F832.6 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A 【文章編號】1674-0688（2018）09-0012-02

0 引言

我國加入WTO以來，外商直接投資（FDI）得到了飛速的發(fā)展。21世紀(jì)初期聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議（UNCTAD）下屬的“全球投資前景評估機(jī)構(gòu)”指出中國成為全球經(jīng)濟(jì)體中對FDI最具有吸引力的國家。自從2008年世界金融危機(jī)發(fā)生以來，我國雖然經(jīng)濟(jì)受到了一定的影響，但是國外投資者對我國的投資熱情是沒有減少的，我國的很多企業(yè)都吸收了較多的外商投資。

FDI受到了我國學(xué)者的關(guān)注，其對于經(jīng)濟(jì)增長的影響和效果尤其受到關(guān)注，很多學(xué)者進(jìn)行了各種實(shí)證研究。沈坤榮和耿強(qiáng)（2001）使用內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型進(jìn)行研究，針對內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)外溢和對外商直接投資等方面進(jìn)行實(shí)證分析。江錦凡（2004）通過經(jīng)濟(jì)增長模型估計中國的GDP增長，最后得出結(jié)論為1%的GDP增長中有19.3%來源于FDI。

1 向量自回歸模型（VAR）理論

1.1 VAR模型

應(yīng)用干擾模型和傳遞函數(shù)模型因為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)所呈現(xiàn)出的信息的反饋性受到阻礙，在實(shí)踐基礎(chǔ)上，被解釋變量的時間路徑也會在一定程度上對解釋變量的時間路徑產(chǎn)生影響。均等地對待所有變量作為向量自回歸（VAR）的最基本形式，其并不包含獨(dú)立與否等相關(guān)爭議。其最典型的模型表達(dá)式如下：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+APYt-P+BXt+μ1（1）

其中，Yt為k維內(nèi)生變量向量；Xt為d維外生變量向量；μt是k維誤差向量，A1，A2，…，AP，B是待估系數(shù)矩陣。

1.2 脈沖相應(yīng)函數(shù)

參數(shù)估計量的評價標(biāo)準(zhǔn)主要包含4點(diǎn)：一致性、、相合性、有效性和無偏性，但是VAR模型參數(shù)的普通最小二乘法估計量只具有一致性，單個參數(shù)的估計值給復(fù)雜經(jīng)濟(jì)問題的解釋帶來困難。在此情況下，脈沖響應(yīng)函數(shù)作為有效方式可以針對VAR模型進(jìn)行分析。

脈沖響應(yīng)函數(shù)研究的是隨機(jī)干擾項遭受沖擊之后，其內(nèi)生變量的反應(yīng)，此舉多用來闡釋隨機(jī)干擾項被施加沖擊后影響內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值的程度。下面給出簡化的VAR（p）模型：

Yt=C+φ1Yt-1+…+φPYt-p+εt，t=1，2，3…（2）

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量的選取

2.1.1 變量的選取

GDP是國內(nèi)生產(chǎn)總值的簡稱，其含義為代表了一個固定區(qū)域其一段固定時間內(nèi)所進(jìn)行勞動生產(chǎn)的最終成果的總和。GDP能夠衡量一個地區(qū)的發(fā)展，是具有代表性的評判指標(biāo)。我們可以輕易地從數(shù)字的變化來分析出一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢。因此筆者選取了GDP作為分析此問題的指標(biāo)，為保證本文研究的需要，選取FDI和GDP數(shù)據(jù)。

2.1.2 數(shù)據(jù)來源

經(jīng)過調(diào)查，F(xiàn)DI在1985年之前的我國并沒有太多份額，可查詢的統(tǒng)計年鑒僅有1978～1984年的總額數(shù)據(jù)。因此，本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2016）》中1985～2015年共30年的年度數(shù)據(jù)。

2.2 VAR模型的構(gòu)建

2.2.1 單位根檢驗

在進(jìn)行計量分析時，多采用對數(shù)形式來考察，更有利于把可能存在的異方差消除。對國民生產(chǎn)總值（GDP）和外商直接投資（FDI）這2個指標(biāo)進(jìn)行自然對數(shù)的處理，分別記為 LFDI和LGDP。由于VAR模型的運(yùn)用要求系統(tǒng)中的變量具有平穩(wěn)性，因此我們第一步進(jìn)行單位根檢驗，以檢驗其平穩(wěn)性。下面利用ADF檢驗方法分別對LFDI和LGDP進(jìn)行單位根檢驗。

LFDI序列的單位根檢驗結(jié)果得出，t檢驗的統(tǒng)計量的值為-1.641 101，在顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值下都不能拒絕原假設(shè)，說明序列含有單位根，LFDI序列為非平穩(wěn)序列。因此對LFDI序列做一階差分，并對其做單位根檢驗?！鱈FDI序列的單位根檢驗結(jié)果得出，t檢驗的統(tǒng)計量的值為-2.979 383，在顯著性水平為10%的臨界值（-2.625121）下拒絕原假設(shè)，說明序列不含有單位根，△LFDI序列為平穩(wěn)序列。

LGDP序列的單位根檢驗結(jié)果得出，t檢驗的統(tǒng)計量的值為-2.393 565，在顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值下都不能拒絕原假設(shè)，說明序列含有單位根，LGDP序列為非平穩(wěn)序列。因此對LGDP序列做一階差分，并對其做單位根檢驗?！鱈GDP序列的單位根檢驗結(jié)果得出，t檢驗的統(tǒng)計量的值-3.006 402，在顯著性水平為5%和10%的臨界值（分別為-2.981 038和-2.629 906）下拒絕原假設(shè)，說明序列不含有單位根，△LGDP序列為平穩(wěn)序列。

由此說明這2個變量序列都是一階單整的，滿足了建立模型的前提條件。因此，本部分內(nèi)容分析將采用序列△LFDI和△LGDP的數(shù)據(jù)來進(jìn)行后續(xù)處理。

2.2.2 Johansen協(xié)整檢驗

Johansen協(xié)整檢驗，不拒絕原假設(shè)，即FDI與經(jīng)濟(jì)增長并不存在協(xié)整關(guān)系，具備建立WAR模型的條件。

2.2.3 確定VAR模型的滯后階數(shù)

本文采用5種方法選擇最佳的滯后階數(shù)，分別是SC信息準(zhǔn)則、HQ信息準(zhǔn)則、似然比檢驗統(tǒng)計量（LR）、AIC信息準(zhǔn)則及最終預(yù)測誤差（FPE）。根據(jù)檢驗結(jié)果可以看出，SC、AIC等準(zhǔn)則均推薦滯后階數(shù)為1階，因此本文建立VAR（1）模型。回歸結(jié)果如下：

FDIRtGDPRt=-0.138 6020.043 960+0.109 877 1.835 0670.006 733 0.679 210FDIRt-1GDPRt-1+εt

2.3 VAR（1）模型穩(wěn)定性檢驗

為保證模型穩(wěn)定和結(jié)果的有效性，需要針對所估計出的模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗。本文的穩(wěn)定性檢驗通過AR根進(jìn)行，如果估計的VAR模型所有根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則為穩(wěn)定的。圖1即為得出的單位根圖形表示的結(jié)果。

由圖1所示，所有單位根均落于單位圓內(nèi)，因此可認(rèn)定模型的穩(wěn)定性，說明所選取的2個變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，可以繼續(xù)進(jìn)行之后的分析。下面進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

2.4 脈沖相應(yīng)函數(shù)分析

從圖2可以看出，給本期FDI一個正向沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長在第2期達(dá)到正向最大之后逐漸收斂，這說明在對期內(nèi)FDI對經(jīng)濟(jì)增長具有滯后效應(yīng)，F(xiàn)DI的增加會對經(jīng)濟(jì)增長帶來明顯的帶動作用，但長期情況下此種帶動作用會逐漸減弱。

從圖3可以看出，給本期經(jīng)濟(jì)增長一個沖擊后，F(xiàn)DI隨之下降，長期來看逐漸收斂?？傮w來說，經(jīng)濟(jì)增長對FDI具有一定的帶動作用，但影響FDI流入和增長的因素比較復(fù)雜，這些因素的交互作用都會對FDI產(chǎn)生不同程度的影響。

3 結(jié)論

外商直接投資（FDI）在經(jīng)濟(jì)增長等方面有明顯的推動作用，保證FDI“增量”十分關(guān)鍵。根據(jù)以上的數(shù)據(jù)分析可以得出：FDI在短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有滯后效應(yīng)，F(xiàn)DI增加可以推動經(jīng)濟(jì)增長；而對于長期而言，這種帶動作用呈現(xiàn)出逐漸減弱的態(tài)勢。這側(cè)面說明我國在改革開放之后所施行的“引進(jìn)來”政策的有效性，也證實(shí)了今后要繼續(xù)堅定地擴(kuò)大開放程度，融入世界經(jīng)濟(jì)、參與全球競爭需要更寬廣、更深刻的實(shí)踐。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]薛斌鋒.FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響[J].統(tǒng)計與決策，

2007（2）.

[2]劉輝群，王洋.中國對外直接投資的國內(nèi)就業(yè)效應(yīng)：基于投資主體和行業(yè)分析[J].國際商務(wù)，2011（4）.

[3]毛英，閆敏.FDI對中國經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011（8）.

[4]劉宏，李述晟.FDI對我國經(jīng)濟(jì)增長、就業(yè)影響研究——基于VAR模型[J].國際貿(mào)易問題，2013（4）.

[責(zé)任編輯：鄧進(jìn)利]