宋清

摘 要：全球化加深使國(guó)家間關(guān)系更緊密，其推動(dòng)因素之一是外商直接投資（FDI）。FDI對(duì)一國(guó)的發(fā)展起重要作用。文章對(duì)中國(guó)1986—2019年GDP與FDI的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI在長(zhǎng)期內(nèi)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);在短期內(nèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在滯后性;兩者在偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)能夠恢復(fù)調(diào)整。

關(guān)鍵詞：外商直接投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);VAR;FDI

中圖分類號(hào)：F125 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1005-6432（2022）11-0001-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.11.001

1 引言

據(jù)發(fā)展改革委統(tǒng)計(jì)，2019年約4.1萬(wàn)家外商投資企業(yè)新設(shè)立，9415.2億元人民幣外資被使用，同比增長(zhǎng)5.8%?？梢奆DI在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演重要角色。故研究FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系有助于中國(guó)更有效利用外資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。大部分學(xué)者認(rèn)為FDI推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（郭熙保等，2009;Chen等，1995;Barrell等，1997）[1-3]。其主要體現(xiàn)在資本效應(yīng)（Boswoith等，1999;方友林等，2008）[4-5]和技術(shù)溢出效應(yīng)（錢曉英，2004）[6]。部分學(xué)者持反對(duì)意見，認(rèn)為FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不明顯（王子君等，2002）[7]。原因是有限技術(shù)溢出作用（Kholdy，1995）[8]、國(guó)家資源配置效率低下（Cardoso等，1979）[9]等。還有學(xué)者認(rèn)為FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不明確，取決于國(guó)家情況（Balasubramanyam，1996）[10]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)兩者關(guān)系的研究結(jié)果不一，測(cè)算FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響時(shí)并未考慮內(nèi)生性。本文通過(guò)構(gòu)建向量自回歸等方法來(lái)探討FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，這有助于相關(guān)部門利用結(jié)論制定政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

2 研究設(shè)計(jì)

本文采用Stata11軟件分析1986—2019年FDI與GDP數(shù)據(jù)（億美元），為消除異方差，對(duì)其取對(duì)數(shù)。

2.1 序列趨勢(shì)分析

圖1可見，F(xiàn)DI與GDP不斷增長(zhǎng)且變動(dòng)方向一致，兩者可能存在相關(guān)關(guān)系，表1可證實(shí)。故本文提出假設(shè)，短期內(nèi)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效果不明顯;長(zhǎng)期內(nèi)FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

圖2可見，F(xiàn)DI一階差分序列較平穩(wěn)。但1990—1995年明顯上升，這可能受到了“南方談話”的影響?？傮w來(lái)說(shuō)，差分后的GDP與FDI較平穩(wěn)。

2.2 ADF檢驗(yàn)

表2可見，lngdp與lnfdi統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值0.034與2.715小于5%臨界值的絕對(duì)值2.978，故原序列為單位根且不平穩(wěn)。一階差分處理后，Δlngdp統(tǒng)計(jì)量-4.942的絕對(duì)值大于5%臨界值的絕對(duì)值2.980，故原序列不為單位根且平穩(wěn)。Δlnfdi可近似為在5%的顯著性水平上平穩(wěn)?？梢哉J(rèn)為，F(xiàn)DI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在穩(wěn)定均衡關(guān)系。

2.3 向量自回歸模型（VAR）

模型一般表示形式為：

其中，t是總樣本數(shù)，i是滯后階數(shù)。yt是GDP，yt-i是GDP滯后i期，xt是FDI。A和B是該模型的待估系數(shù)矩陣，表示FDI對(duì)GDP的影響系數(shù)。隨機(jī)誤差項(xiàng)假定為白噪聲。

VAR模型構(gòu)建的前期基礎(chǔ)是確定最優(yōu)滯后階數(shù)。模型滯后期為0、1、3，所有檢驗(yàn)指標(biāo)對(duì)應(yīng)的結(jié)果均不顯著;模型滯后期為2，SBIC檢驗(yàn)指標(biāo)的準(zhǔn)則數(shù)值最小。模型滯后期為4，LR、FPE、AIC、HQIC數(shù)值最小，見表3。為保證模型穩(wěn)健性，確定滯后階數(shù)為4。

VAR模型如下：

方程擬合優(yōu)度R2都在98%以上，模型整體擬合很好。GDP滯后一期的系數(shù)0.8635大于FDI滯后一期的系數(shù)0.2197，GDP滯后二期的系數(shù)0.1833小于FDI滯后二期的系數(shù)0.4334。這說(shuō)明，滯后一期，GDP可能由于自身慣性增長(zhǎng)。滯后兩期，F(xiàn)DI能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用具有滯后性。上述系數(shù)已通過(guò)5%的顯著性水平下的檢驗(yàn)。

圖3顯示，模型特征根全落于單位圓內(nèi)。這說(shuō)明該模型及其滯后階數(shù)通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，可進(jìn)行動(dòng)態(tài)關(guān)系分析。

3 實(shí)證分析

3.1 短期分析

第一，脈沖響應(yīng)分析。圖4可見，給FDI一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，1～3期其對(duì)GDP的脈沖效果不明顯?？赡苁荈DI前期多為資本流入，其產(chǎn)出效應(yīng)不會(huì)立即顯現(xiàn)。4期后，F(xiàn)DI對(duì)GDP的影響開始顯現(xiàn)并逐漸增長(zhǎng)，8期脈沖響應(yīng)效果最高。可能是FDI前期資本流入轉(zhuǎn)變成生產(chǎn)力導(dǎo)致投資乘數(shù)效應(yīng)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。故FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在且滯后。雖然FDI脈沖響應(yīng)度在后期保持上升，但其在8期只達(dá)到0.03%左右。故短期內(nèi)FDI可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)正向增長(zhǎng)但其影響效果不明顯。

第二，方差分解分析。FDI對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度在前4期并未較好體現(xiàn)。表4可見，F(xiàn)DI從5期后對(duì)GDP的貢獻(xiàn)度開始明顯提升，可能是FDI通過(guò)前后產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。FDI在5期貢獻(xiàn)率0.32%，8期貢獻(xiàn)率2.47%，可見FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度呈指數(shù)型增加?？赡苁荈DI技術(shù)外溢效應(yīng)提高企業(yè)技術(shù)水平而推動(dòng)產(chǎn)出。綜上所述，盡管FDI短期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)力不高，但其前后關(guān)聯(lián)效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)在長(zhǎng)期會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并穩(wěn)定上升。

第三，格蘭杰因果檢驗(yàn)。表5可見，假設(shè)一：p值為0.210，在5%水平上不顯著?？赡苁窍啾菺DP高的國(guó)家，F(xiàn)DI更傾向流入具備開放市場(chǎng)、優(yōu)惠政策等因素的國(guó)家。假設(shè)二：p值為0.024，在5%的水平上顯著。故經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是FDI的格蘭杰原因，F(xiàn)DI是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。該結(jié)果與中國(guó)現(xiàn)實(shí)情況相符。改革開放后，F(xiàn)DI流入中國(guó)市場(chǎng)，通過(guò)資本效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)等促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3.2 長(zhǎng)期分析

FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均是一階單整變量。故本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法分析變量間的長(zhǎng)期相互關(guān)系。gzslib202204041232

表6可見，兩者有一個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，最大特征值統(tǒng)計(jì)量0.209815小于9.24小于3.76。跡統(tǒng)計(jì)量0.209815同樣小于9.24小于3.76。故模型有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

故協(xié)整方程為：lngdp=2.106lnfdi-4.856

可見，F(xiàn)DI正向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且顯著。FDI每增加1單位則GDP增加2.106單位。長(zhǎng)期看，協(xié)整關(guān)系使兩者間可能存在某種制約關(guān)系來(lái)保證均衡。

3.3 短期與長(zhǎng)期分析

上文通過(guò)脈沖響應(yīng)分析與方差分解研究了FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期關(guān)系，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)研究了兩者的長(zhǎng)期關(guān)系。為研究?jī)烧唛L(zhǎng)短期關(guān)系，本文引入向量誤差修正模型，且基于VAR（4）考察短期內(nèi)兩者偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)的修正與調(diào)整。據(jù)Stata11軟件結(jié)果得出：

DlngdptDlnfdit=-0.02400.0631CointEqt-1+0.14230.0542+-0.1014，0.1683-0.1953，0.6685Dlngdpt-1Dlnfdit-1+0.0825，-0.2688-0.5601，-0.2918Dlngdpt-2Dlnfdit-2+0.0498，0.2126-0.1163，0.0913Dlngdpt-3Dlnfdit-3+δ1tδ2t（3）

模型R2大于0.73，整體效果較好。FDI誤差修正項(xiàng)p值為 0.099，GDP誤差修正項(xiàng)p值為0.010，兩者都較為顯著。這說(shuō)明，兩者短期內(nèi)偏離均衡狀態(tài)時(shí)會(huì)被調(diào)整來(lái)穩(wěn)定長(zhǎng)期內(nèi)兩者之間的關(guān)系。

4 結(jié)論

本文發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期內(nèi)FDI促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且兩者保持穩(wěn)定。短期內(nèi)FDI是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。FDI正向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但效果不明顯且具滯后性，不過(guò)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響貢獻(xiàn)率呈指數(shù)型增長(zhǎng)。FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期內(nèi)可能偏離長(zhǎng)期均衡，但長(zhǎng)期內(nèi)能夠得到修正并維持兩者穩(wěn)定。

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