王炯

（成都理工大學商學院，成都 610059）

1 引言

當今各國的產品服務和資本已經不僅僅局限于各自國家的內部，出現(xiàn)了跨國流通的新格局，各國的資本開始向著更加優(yōu)化、能夠帶來更高收益的目標發(fā)展。經濟全球化作為現(xiàn)代經濟的重要標志之一，隨著其程度越來越深入，在傳統(tǒng)的經濟“三駕馬車”之外開始有不斷外部資金流入，其中外商直接投資就是一個非常重要的渠道。

1966年美國經濟學家錢納里在《外援經濟與發(fā)展》中提出“兩缺口模型”，該模型表明發(fā)展中國家的經濟主要受到儲蓄和外匯兩個因素的限制。赫爾希曼和保羅斯特里在考慮到科技、企業(yè)家、稅收等因素將這一模型擴展為“三缺口模型”和“四缺口模型”。這些模型都表示國際資金的流向與資金接受國的經濟發(fā)展方向相一致。海默等學者先后指出，外商直接投資的主要形式為跨國企業(yè)，這些企業(yè)大部分在接受投資國的相關領域處于龍頭位置，依附不完善的政策和現(xiàn)實條件獲得長期超額利潤，從而使得資金接受國的本土企業(yè)發(fā)展受到嚴重制約。跨國公司在其他國家所賺取的利潤可以非常簡單地流回到母國，在這種條件下會造成資金接受國的缺口不斷擴大，經濟獨立發(fā)展能力逐漸弱化，對外來資金的依賴性加強。實證結果表明外商直接投資是一種很有效率的技術和經驗轉移方式，他們認為外商直接投資比國內投資更有效率地促進了經濟的發(fā)展。

羅云毅以我國的宏觀經濟政策為基本出發(fā)點，采用中、美、日、英四國的各種因素對我國GDP增長的貢獻率為數(shù)據(jù)，對此問題做出研究。研究結果表明，外商直接投資對我國經濟增長有推動作用。楊俊建立了一個反應外商直接投資區(qū)域分布與該區(qū)域經濟發(fā)展情況的模型，采用我國不同省份的版面數(shù)據(jù)做出研究。結果表明，外商直接投資對其投資區(qū)域的經濟有推動作用。賀紅波等認為外商直接投資是中國經濟增長的主要原因，而中國經濟增長卻不是吸引外國資金流入的主要原因，而是因為我國的勞動力十分廉價，且資源十分豐富。葉莉、郭繼明等主要從溢出效應來考察二者的聯(lián)系，他們把外商直接投資看做發(fā)展中國家科技進步和新知識儲備的重要來源，溢出效應是一種正外部效應，從一些傳導機制可以促進發(fā)展中國家經濟的增長。

本文采用我國近年來宏觀經濟數(shù)據(jù)，探究外商直接投資對我國經濟增長的影響。

2 實證研究

1991年前后和2007年前后是我國外部直接投資的上漲高峰期，而在1999年前后有一段時間的回落[],經濟增長和外商直接投資增長是共同發(fā)生的。[1]

圖1 中國經濟GDP和外商直接投資的增長率折線圖

由圖1看出，進30年來中國的GDP增長和FDI的增長都為正，表明二者從數(shù)值上來看是一起呈現(xiàn)增長趨勢的。本文以中國經濟增長和外商直接投資作為研究對象，以實證研究的方法研究二者的關系以及是否有因果關系。以下分析以GDP作為衡量經濟發(fā)展的指標，使用的是1985～2012年中國的GDP數(shù)據(jù)，來源為國家統(tǒng)計局頒布的《中國統(tǒng)計年鑒》。[2]

2.1 數(shù)據(jù)收集和變量確定

圖2 GDP和FDI對數(shù)趨勢圖

本文選取國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒》1985～2012的中國GDP和FDI數(shù)據(jù)。取兩數(shù)據(jù)的自然對數(shù)可以在不改變兩組數(shù)據(jù)是協(xié)整性的同時可以消除存在的異方差。所以取兩組數(shù)據(jù)的對數(shù)值LnGDP和LnFDI.利用Eviews 7.0做出二者的趨勢圖如圖2所示.

由圖2可以看出，LnGDP和LnFDI都呈現(xiàn)出上升形態(tài),并且從形狀看來，二者的變化也非常相像，存在共同趨勢。[3]

2.2 序列平穩(wěn)性檢驗

首先對LnGDP和LnFDI時間序列做平穩(wěn)性檢驗。

用Eviews7.0選取ADF檢驗對LnFDI和LnGDP進行單位根檢驗。先做ADF Level級別檢驗得到以下結果：

在Intercept檢驗中，1%，5%，10%置信水平下t值分別為-3.75，-2.99 和-2.63，Prob.值 為 0.3372； 在 treble and intercept檢驗中，1%，5%，10%置信水平下t值分別為-4.47，-6.32和-3.26，Prob.為 0.002；在 none檢驗中，1%，5%，10%置信水平下 t值分別為-2.66，-1.95 和-1.61，Prob.值為 0.9894?？梢钥闯鯨nGDP的level水平下的Trent and intercept檢驗值是-6.32，低于在5%顯著水平下的臨界值-3.64，且Prob.值為0.0002＜0.05，所以LnGDP不存在單位根，即LnGDP是平穩(wěn)的。[4]

再對LnFDI做AFD LEVEL級別檢驗得到以下數(shù)據(jù)：

在Intercept檢驗中，1%，5%，10%置信水平下t值分別為-3.69，-2.97 和-2.62，Prob.值 為 0.3516； 在 treble and intercept檢驗中，1%，5%，10%置信水平下t值分別為-4.47，-8.37 和-3.26，Prob.為 0；在 none檢驗中，1%，5%，10%置信水平下 t值分別為-2.66，-1.95 和-1.61，Prob.值為 0.9064?？梢钥闯鯨nFDI的level水平下的Trent and intercept檢驗值是-8.37，低于在5%顯著水平下的臨界值-3.64，且Prob.值為0.0000＜0.05，所以LnFDI不存在單位根，即LnGDP是平穩(wěn)的。[5]

從以上檢驗可以看出LnGDP和LnFDI的Level水平都是平穩(wěn)的，即LnGDP～l(0),LnFDI～l(0)。則可以判斷它們之間存在著長期均衡關系，故可以直接使用OSL最小二乘法回歸。[6]

2.3 OLS回歸分析

由圖2可以看出，GDP和FDI存在著雙對數(shù)關系，由此可以假設以下的對數(shù)模型：

從式（1）的模型假定和以上的分析，用Eviews7.0做出LnGDP與LnFDI的OSL最小二乘法回歸分析，可以得到下表：

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C LNFDI 6.532733 0.844350 0.291349 0.050776 22.42235 16.62877 0.0000 0.0000

根據(jù)表中的數(shù)據(jù)，模型估計的結果為：

3 模型檢驗

經濟意義檢驗：模型估計結果說明，在假設其他變量不變的情況下，當年FDI每增長1%，平均來說GDP會增長0.8443%。這一結論與理論分析和經驗判斷相一致。[7]

統(tǒng)計檢驗：由回歸數(shù)據(jù)可以得到修正的可決系數(shù)為0.9108，這說明模型對樣本的擬合很好。給定顯著性水平α=0.05，F(xiàn)α（2，26）=3.37。回歸數(shù)據(jù)中 F=276.5159,應拒絕原假設，即FDI這個變量確實對GDP有顯著影響;t檢驗：給定顯著性水平對應的t統(tǒng)計量分別為22.4244和16.6288，其絕對值均大于t值，則應分別拒絕假設，說明LnFDI對LnGDP有顯著影響。

格蘭杰因果關系檢驗：上述分析說明我國FDI與GDP之間確實存在均衡關系，但是否構成因果關系還無法確定，所以對序列FDI和 GDP做出Granger因果關系檢驗。利用Eviews7.0做檢驗，得到當滯后期為7時，GDP不是FDI的格蘭杰原因，但是FDI是GDP的格蘭杰原因。即當滯后期為7的時候，F(xiàn)DI的增長會單向作用于GDP的增長，也直接證明了外商直接投資對我國經濟增長具有顯著作用。[8]

4 結論

文章采取我國1985～2012年這28年來的GDP和FDI數(shù)據(jù)，通過Eviews7.0等計量軟件對時間序列進行檢驗，對外商直接投資和我國經濟增長之間的關系進行實證研究。可以看出，我國的GDP和FDI時間序列存在著雙對數(shù)線性關系，且在一定條件下，F(xiàn)DI的增長是GDP增長的單向格蘭杰原因。由于GDP的上漲是經濟增長最為直觀的一項反應指標，可以得出結論：外商直接投資的流入在一定程度上導致了我國經濟的增長。[9]

中國目前還屬于發(fā)展中國家，利用外資，引入外商直接投資不僅僅使得資本數(shù)量增加，其產生的外溢效應也是一項正外部效應，對于我國的經濟發(fā)展有積極的作用。外商投資很大一部分來自于跨國公司，這些公司都有著先進的技術設備和人才培養(yǎng)計劃，在國際上十分有競爭力，它們?yōu)槲覈鴰砹烁冗M的技術、管理經驗和人才，這些因素甚至有可能填補我國在某一領域的空白。[10]

在外部直接投資帶來好處的同時我們也應該清楚地意識到其帶來的熱錢流入，經濟泡沫現(xiàn)象等一系列的潛在危機。辯證的認識外商投資，認清它的兩面性，我們才能使其更好地為我國經濟健康全面的發(fā)展做出貢獻。隨著我國經濟的強大，外商在我國的投資所考慮的因素不再只有成本，還應考慮到創(chuàng)新、規(guī)模、技術和環(huán)境等多種要素。