外商直接投资与中国经济增长的关系分析

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摘要：自改革开放以来，随着我国经济高速增长，经济总量不断提高，与此同时，我国利用外商直接投资规模不断扩大。外商直接投资与中国经济增长关系如何，本文就此问题选取了1985-2012年间的FDI与GDP数据并利用计量经济学相关模型进行分析。分析的结果表明，外商直接投资与中国经济增长存在着比较紧密的因果关系，即外商直接投资是促进中国经济增长的重要因素之一。与此同时，随着中国经济的快速发展对外商直接投资的吸引力也越来越大。

关键词：外商直接投资 经济增长 中国

1.引言

近几十年来，随着经济的发展和改革开放的深入，吸引外商投资已成为发展我国市场经济的重要内容之一，是统筹国内国际两个大局、两个市场的重要体现。吸引外商投资的主要内容包括对外借款、外商直接投资以及其他形式的投资等，其中，外商直接投资又是对外投资的主要形式，处于更加重要的地位。外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI），亦被称为对外直接投资或国际直接投资，主要是指一些国家和地区为实现一定的经济目的而把所有或部分必要的生产要素转移到国外，并通过对国外的生产要素进行整合、控制国际交易的一种方式。在外商直接投资的形式中，主要以资本、技术、管理等形式在他国设立企业等。一般来说，跨国公司是外商直接投资的主要组织形式和载体，同时亦是外商直接投资的重要源泉之一。跨国公司进行对外直接投资的主要动机不仅是出于对出口市场的保护，而且还有突破配额限制、寻求更低的成本以及将投资分散化等需要。自从上世纪起60年代，西方主要大多数发达国家就已经开始对外商直接投资相关理论进行了研究和探索，主要是从微观角度来探索的。当时研究的主要内容和方向是把外商直接投资作为对国际贸易的一种替代，由于跨国公司对外直接投资的目的或是接近市场和原料产地或是充分利用当地廉价的土地和劳动力来降低生产成本等，所以跨国公司根据自身实际情况，并利用东道国经济、技术、劳动力、政策法规等来决定对外投资的方式，以实现其经济目的。目前，国际上对外直接投资的主流理论主要包括垄断优势理论、产品周期理论、比较优势理论、内部化理论以及国际生产折中理论等。具体到我国，通过研究利用FDI效果，分析对FDI 的经济效应，不但能让我们对我国利用外商直接投资的发展进程有更为清晰的了解，而且还可以为以后更好地利用外商直接投资、提高利用的外商直接投资水平促进我国经济发展转型具有一定的现实意义。

2.我国利用外商直接投资状况

随着经济全球化的不断发展，外商直接投资（FDI）对世界各国经济发展具有深远影响，利用外商直接投资已成为解决发展资金短缺、形成资本积累的重要手段之一，对世界各国经济发展的影响也越来越重要。改革开放以来，利用外商直接投资成为我国吸收和利用外资的主要形式。目前我国吸收外商直接投资的总体形势良好，平均每年的增长幅度约为3.5%。据统计，2010年，中国实际利用外商直接投资金额突破1000亿美元，达到1057.35亿美元，增长了17.44%，总体利用外资已超过1万亿美元；2010年445244家，增长了2.53%，2011年我国实际利用外资水平为1160.11亿美元，比2010年增长9.72%，新批设立企业家数为27712。而2012年新增外商直接投资家数和实际利用外资水平则有所下降，新批设立外商投资企业为24925家，同比下降10.06%；实际使用外资金额也下降到1117.16亿美元，同比下降了3.7%。目前，我国利用外商直接投资的产业分布上几乎遍及第一、第二、第三产业的各个行业。根据科尔尼（AT Kearney）调查显示，截止到2012年底，我国连续20年成为世界上利用外资最多的发展中国家，并且仍然是对外国直接投资者而言最具吸引力的国家。这说明外资对我国市场投资环境仍具信心。

随着我国利用外商直接投资规模达到一定规模，利用外资的质量和水平也在提高。以2012年我国利用外商直接投资为例，其特点大体有以下几点：第一，外商直接投资在我国的产业结构分布进一步调整。2012年服务业实际使用外资538.4亿美元，占比48.2%，超过制造业4.5个百分点，同比下降2.6%。农林牧渔业实际利用外资20.6亿美元，同比增长2.7%。制造业实际利用外资488.7亿美元，同比下降6.2%，占全国总量的43.7%。不仅如此，FDI在服务业内部各行业之间的分布也进一步优化，尤其是零售行业和金融行业所占的比重继续上升，分别比2011年增加和0.82和0.19个百分点，房地产业利用外资同比下降10.25%。如图1所示。第二，从外商直接投资的流向看，地区分布格局更为合理。从全国范围来看，中部地区引进外资规模达到92.9亿美元，同比增速提高18.5%，明显高于全国，高于全国水平22.2个百分点。与此同时，东部和西部地区吸引外资规模分别为925.1、 99.2亿美元，同比增速下降了4.2%、14.3%，分别低于同期全国水平0.5、10.6个百分点。由此可以看出，2012年中部地区优势明显，发展强劲，吸引外资能力不断增强，外商直接投资的区域分布继续优化。如图2所示。第三，对我国投资的主要国家投资份额持续增长。以美国和日本为例，2012年其对我国的实际投资金额分别为31.3亿美元、73.8亿美元，同比增长4.5%、16.3%。与此同时，欧盟对我国投资的整体规模为61.1亿美元，增速同比降低3.8%，欧盟各地区对我国投资则发生了分化，。如图3所示。

图1 我国东中西地区利用FDI金额比重

图2 我国各产业利用FDI金额比重

图3 我国主要FDI来源地投资金额比重

由此可以看出，我国利用外商直接投资的规模和质量都已经取得很大进步，这与我国经济的持续快速增长是分不开的。同时，我国吸收各种形式的大量外商直接投资也对我国经济增长具有相当大的推动作用，二者相互促进、相得益彰。我国FDI与GDP增长趋势如图1所示：

图1：我国利用外商直接投资与经济增长趋势图

由上图可直观地看出，从1985年19.56亿元逐步上升，到1992年增长速度大幅上升，利用外商直接投资规模由1991年的43.66亿美元达到1992年的110.07亿美元，增长速度超过了经济增长速度。这种高速增长一直持续到1998年，经过1999年、2000年的短暂下滑后继续保持高速增长，到2010年度利用外商直接投资额超过1000亿美元。2011 年，我国实际使用外资1160. 11 亿美元，比2010年增长9. 72%，再创历史新高，2012年我国实际利用外资却出现下降，同比下降3.7%。与此同时，我国国内生产总值在此期间也不断保持高速增长。图1中直观地表明了FDI增长与GDP增长之间总体趋势具有一致性，然而FDI与GDP之间具体的相互作用机制如何？是FDI促进了GDP增长呢？还是GDP的增长导致了FDI规模的不断扩大呢？本文将利用计量经济学模型作进一步分析。

3.FDI对中国经济增长实证分析

为了更加明确地验证外商直接投资（FDI）与中国经济增长之间的关系，本文选用的指标是GDP与FDI，选取1985-2012年间的年度数据，数据来源于各年的中国统计年鉴。本文通过利用协整方法和误差修正模型来进行分析经济增长与外商直接投资的相互关系，即GDP与FDI之间的长期均衡关系、短期动态关系以及相互影响程度等。本文主要选取FDI与GDP指标经过了对数化处理，以消除序列中可能存在的异方差现象。对外商直接投资（FDI）和国内生产总值（GDP）进行对数化处理后，分别表示为LNGDP和LNFDI，其相应的差分序列为LNFDI 和LNFDI。

3.1.ADF检验

表1：变量值的ADF检验输出结果

变量 ADF统计值 1%临界值 5%临界值 检验形式 结论

LNGDP -0.646369 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平稳

LNFDI -1.833549 -3.752946 -2.998064 c，t，1 非平稳

LNGDP -2.867995 -3.752946 -2.638752 c，0，1 平稳

LNFDI -3.403059 -3.752946 -2.998064 c，0，1 平稳

由表1输出的结果可以看出，LNGDP和LNFDI的ADF统计值均小于其在1%及5%水平下临界值，由此可知LNGDP和LNFDI皆是非平稳序列，因此，不能对上述时间序列直接进行回归分析，而应将其先进行协整检验，以检验二者之间是否存在长期稳定的均衡关系。同时，从上表可以看出，经过一阶差分后，LNGDP和LNFDI序列均是平稳的。

3.2.协整关系检验

由于序列变量非平稳，不能使用经典回归模型，所以要对序列进行协整关系检验。协整关系检验主要有Johansen协整检验和E-G两步法，一般来说，Johansen检验主要检验多个变量之间的协整关系，而E-G两步法则多检验两变量之间的协整关系。因此，对于LNGDP和LNFDI二者之间的关系，本文通过使用E-G两步法进行分析。器主要步骤是，首先利用传统方法对序列LNGDP 和LNFDI模拟回归分析，并得到回归方程，通过对回归方程的残差序列进行平稳性检验（单位根检验），而后据此来判断变量序列之间的是否存在协整。通过回归分析，得到LNGDP和LNFDI之间的协整方程和残差平稳性检验结果，具体如下所示：

LNGDP= 6.766159+0.799396LNFDI

（0.294382）（0.052773）

（15.14782）（22.98429）

R2=0.905309 D.W=2.173

表2：残差序列的ADF检验输出结果

ADF统计量 -1.606352 1%临界值 -2.458329

5%临界值 -1.742468

10%临界值 -1.523426

在协整方程中，括号内分别为标准差和t统计量。从上述分析中可以明确的看出，在10%水平下，临界临界值下-1.523426大于残差统计量的值-1.606352，所以，残差序列可以认定为是平稳的，同时也说明LNGDP和LNFDI之间存在着协整关系。即当FDI变动1个单位时，GDP增长0.799396个单位，协整向量为6.766159，误差修正项为：

ECM=LNGDP 6.766159-0.799396LNFDI。

由于已经确定了协整向量，下面我们可以建立VECM模型，并对其进行估计，具体如下方程 所示：LNGDP = 0.162955*LNFDI - 0.148732*ECM（-1） + 0.123800

（0.040430） （0.028992） （0.011882）

（4.030593） （-4.431029） （10.41886）

方程结果表明，EC（-1）的系数表示现在值受过去值的影响程度。由上式可知，系数为-0.148732，这符合误差修正模型的反向修正原则，从系数的t值4.431029可以看出，系数比较显著，这说明当前的增长受前期的误差修正项的影响很大。解释变量LNFDI的系数表示外商直接投资的短期动态影响，即外商直接投资对经济增长的短期弹性为0.162955。

3.3.Granger因果关系检验

由于建立计量回归模型只能说明变量间的相互依存关系，为进一步表明二者之间的相互关系，本文通过利用Granger因果关系检验方法对二者之间的关系进进行进一步单向的检验，取滞后期为2，检验结果见表3：

表3 FDI与GDP的Granger因果关系检验输出结果