我國實際利用外資額與經濟增長關系的實證研究

摘要：通過對1985—2013年我國實際利用外資額和實際GDP的時間序列數據進行分析，發現二者存在顯著的線性關系。通過對其線性回歸方程進行彈性分析得出中國經濟發展過于依賴投資，外資在推動我國GDP增長的過程中起著重要作用。對二者的單整檢驗發現，實際GDP與實際利用外資均非平穩序列，經過差分變換后，實際利用外資是二階單整序列，實際GDP是一階單整序列。由其趨勢圖和分析得到，二者不具有協整關系，即我國實際利用外資額與實際GDP在長期不存在均衡關系。

關鍵詞：實際利用外資；經濟增長；單整檢驗

中圖分類號：F74文獻標識碼：A文章編號：2095-3283（2016）11-0039-05

[作者簡介]段思松（1988-），男，漢族，河南信陽人，助教，碩士，研究方向：對外投資。

一、引言

依據支出法核算的國內生產總值的計算公式為Y=C+I+G+NX，其中，Y是國內生產總值即GDP，C是國民消費，I是投資，G是政府購買，NX是凈出口，在其他條件不變的情況下，投資與國內生產總值呈現出正向變化的規律。在投資領域，隨著我國于2001年12月11日加入世界貿易組織，對外交往日益頻繁，對外經濟聯系日益緊密，引進外資尤其是實際利用外資更是蓬勃發展。通過整理國家統計局網站中關于我國實際利用外資的時間序列數據（1985—2014年），可以看出我國實際利用外資額逐年攀升，對GDP的拉動作用十分明顯。這在一定程度上可以看作是我國適應經濟全球化和區域一體化的趨勢，積極實行外向型經濟發展戰略的成果。

二、相關研究綜述

我國學者從多方面對實際利用外資額與經濟增長的實證關系進行了研究。1.從地域的角度進行闡述：黨曼（2011）對外商直接投資和實際利用外資與經濟增長之間的關系進行相關和回歸分析，認為安徽省利用外資對經濟增長具有正向促進作用[1]。曹欣（2009）通過山東省GDP、產業進步以及地區經濟的影響和影響度，對山東省利用外資與經濟發展效應進行實證分析，結果表明，利用外資對山東省經濟發展具有一定的促進作用，但是利用外資對GDP的貢獻率偏低[2]。2.從我國利用外資的具體特征方面進行闡述：劉勁松、強飚、張噸軍（2007）從我國利用外資程度角度進行研究，發現我國實際利用外資額與協議外資額之間存在長期均衡關系，但不存在因果關系[3]。談鎮（2006）通過消費、投資、政府支出、進出口差額四個方面分析我國利用外資的特征后，用兩階段最小二乘法來檢驗實際利用外資，通過與我國經濟增長的相關性比較，認為政府財政支出對GDP增長無顯著影響，消費、資本形成和進出口差額都對GDP增長存在較大的正相關關系[4]。

國外學者的相關研究主要集中在兩個方面：1.利用投資與經濟增長的關系。Suliman（2014）運用帶向量誤差修正機制的協整模型，對投資、經濟增長和股票市場規模進行短期動態測試，結果表明，實際利用外資和股票市場規模、股票市場規模和經濟增長在短期有加強的因果關系，變量在長期協整[5]。Prasad（2007）認為，經常賬戶盈余和非工業國家的經濟增長之間，呈現顯著正相關關系。而依賴于外國資金的工業國家增長得更快[6]。2.從地域角度分析。Ahmad（2006）對包括中國在內的東亞國家的各種類型的資本流動對經濟發展影響進行定量評估，得出結論：（1）國內儲蓄對經濟的長期增長做出了積極貢獻；（2）外國直接投資確實在強勁增長，并且對經濟發展的短期和長期都有影響；（3）短期資本流入對短期以及長期的經濟增長前景都有不利的影響，并且對長期資本流入更加敏感[7]。Peter（2004）通過探討我國的貿易、經濟增長和實際吸收外資的總水平之間的因果關系，得出結論，長期看，我國的經濟增長、進出口和外商直接投資具有協整關系[8]。

從國內外的研究現狀可以看出，在實際利用外資與經濟增長關系的實證研究上，雙方的研究具有高度的同一性。但是實際的經濟形勢是不斷變化的，經濟變化最有說服力的解釋就是數據。本文在研究實際利用外資與經濟增長二者的實證關系時，通過收集最新的數據，為回歸模型的實證結果提供有力的支撐。同時引入彈性概念，即具體考察實際利用外資額的變動對我國經濟增長變動的拉動作用。從實證的彈性數據里發掘二者背后深層次的原因，并為我國在開放型經濟的戰略背景下，更好地吸收外資，提高實際利用外資的效率提出可行性建議。

三、我國實際利用外資與經濟增長的相關性分析

本文選取變量實際利用外資額（Foreign Investment In Actual Use，AUFI）作為實際利用外資的評價指標；對于衡量經濟增長的指標采取國際上通行的指標GDP來說明。在進行相關性檢驗之前，先來分別分析我國實際利用外資和經濟增長之間的時間序列數據。

經過GDP平減指數修正的GDP數據由于消除了物價的影響，以GDP的實際增長作為衡量GDP發展的指標，其數據更加符合客觀事實；同時經過修正后的數據變化更加平穩，即可以為研究GDP與實際利用外資的實證關系的分析提供堅實的數據支撐。

對1985—2013年我國年實際利用外資額作相同的處理便可以得到圖2：

為了避免建立回歸模型時，由于數據的擾動，造成異方差，因此對我國實際利用外資額與GDP（1985—2013年）的時間序列數據進行對數化處理，得到表2：

依據我國實際利用外資（AUFI）和實際GDP（AGDP）的數據進行分析運算，得出兩個變量的相關系數0.8779，兩者呈現出強相關關系。為了實證檢驗AUFI與AGDP之間是否存在線性關系，采取Pearson系數的測算結果來說明。SPSS軟件測算結果為0.728，說明二者存在著很強相關關系。而Pearson相關系數是衡量兩個數據集是否在一個直線上面的統計學計量指標。根據測算結果說明建立線性模型是在現有數據條件下對兩變量之間關系的最好擬合。

四、我國實際利用外資和實際GDP回歸分析

根據Pearson相關系數的計算結果，表明我國的實際利用外資（AUFI）和實際GDP（AGDP）之間存在極強的線性關系。因此建立線性回歸模型。為了消除異方差，在變量前取對數，即所建立的回歸方程為：lnAGDP=β0+β1lnAUFI+μi，μi滿足經典假設的一切條件。運用最小二乘法，得到表3：

回歸結果可以得到以下結論：1.擬合優度為0831，表明線性回歸方程對數據有很好的擬合能力，回歸方程對數據有很好的解釋能力；為了消除自由度對擬合優度的影響，經過調整后的R2略有降低為0813，這說明消除了解釋變量個數影響的擬合優度也支持該結論；2.自變量（AUFI）的t檢驗值為5524，顯著大于置信水平為5%的t統計量的值即t0025（29）=205，即說明自變量通過t檢驗，自變量對因變量有很好的解釋能力；3DW統計量的值為0093，這表明隨機干擾項一階自相關的可能性低，估計的模型有良好的性質。由此可得到回歸方程為：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經典假設。

五、我國實際利用外資與實際GDP的單整檢驗

當用經濟變量建立回歸模型時，一種很普遍的情況就是當經濟變量不平穩時，建立的回歸模型就會產生偽回歸問題，由此會導致許多統計量的分布不再是標準分布，參數的無偏性、有效性、一致性會受到影響。因此必須首次對所選取的變量進行非平穩性即單整性的檢驗，單位根的檢驗方法有很多種，這里主要采用ADF檢驗法。由于在進行ADF檢驗時，必須首先為回歸定義合理的滯后階數，這主要是通過AIC信息準則和SC信息準則來確定。AIC（赤池）信息準則主要是衡量統計模型擬合優良度的一種標準，盡量避免過度擬合導致的擬合錯誤，因此赤池信息準則必須越小越好，通過這樣的方式選擇最優滯后長度的分布；SC（施瓦茨）信息準則通過比較不同模型的擬合優度來確定合適的滯后長度，因此SC信息準則要求當SC的值達到最小的滯后期的階數k。其次是線性時間趨勢項和常數項的選擇。其選擇的基本原則是先選擇包含兩項的進行檢驗，分別比較t統計量的值。若趨勢項的t統計量的值不明顯，則選擇只含常數項的，如果常數項的t統計量的值不明顯，則二者都不選取，具體檢驗如下：

通過對該序列包含趨勢項和常數項的一階差分變換檢驗結果的分析，可以得出如下結論：1 ADF檢驗下的t統計量的值為-5353579，分別小于1%、5%、10%顯著水平的臨界值，因此拒絕原假設，即認為原序列不存在單位根，是一個平穩序列。2趨勢項的t統計量值為3467，明顯高于5%的顯著性水平下的t0025（29）=205，即證明趨勢項明顯通過t檢驗；同理常數項明顯沒有通過t檢驗。3表明經過一階差分變換之后，實際GDP（AGDP）為一階單整序列。

對于lnAUFI序列的單位根檢驗，通過多次對比AIC與SC的值，確定滯后期為2，僅僅包含常數項的二階差分變換后的ADF檢驗結果表明： ADF檢驗的t統計量值為-43861，分別小于1%、5%、10%的顯著性水平下的臨界值，因此可以拒絕序列不平穩和存在單位根的原假設，因此該序列為一個平穩序列，所以lnAUFI為二階單整序列。

SER01表示自變量實際利用外資（lnAUFI）的序列，SER02表示實際GDP的序列。從圖3可以看出，隨著時間的推移，兩個變量之間的差距越來越遠，其離差變得越來越大。同理若兩個序列存在協整關系即其線性離差或均衡誤差是穩定的。但是從給出的序列走勢圖來看，明顯推翻這一結論。

綜上所述：lnAGDP與lnAUFI都是非平穩序列，lnAGDP經過一階差分變換之后，變為平穩序列，即一階單整；lnAUFI經過二階差分變換之后，變為平穩序列即為二階單整。由于因變量和自變量不是同階單整序列，因此不滿足進行協整關系分析的前提。通過Eviews的數據輸出結果和序列的走勢圖分析，可以確定我國的實際GDP與實際利用外資之間不存在長期協整關系，即二者的變化從長期來看不存在長期穩定的均衡關系。

六、我國實際利用外資和實際GDP彈性分析

依據回歸分析的結果，lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經典假設的一切條件。因變量對自變量求一階導數即可得到我國實際GDP的實際利用外資彈性：β1=dlnAGDPdlnAUFI=dAGDPAGDP×AUFIdAUFI=AUFIAGDP×dAGDPdAUFI=0504。依據該推導過程，表明線性系數是實際GDP的實際利用外資額的彈性。其經濟學含義是實際利用外資增加1%，實際GDP增加0504%；也可解釋為實際GDP增加1%，其中有0504%是由實際投資來拉動的。這組數據表明，我國目前的經濟增長仍然是高度依賴投資。從彈性分析的角度來看，我國的經濟結構存在明顯的不合理特征。在調結構、促增長的宏觀經濟環境下，實證分析的結論進一步說明了經濟結構調整的迫切性。

七、結論與建議

（一）結論

通過對1985—2013年我國實際利用外資與實際GDP的時間序列數據進行分析，得出我國實際GDP與實際利用外資額呈現出高度的線性相關關系的結論。其線性回歸方程為：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經典假設的一切條件。進行彈性分析后得出結論：中國經濟發展過于依賴投資，外資在拉動我國GDP增長的過程中起著重要作用。這不僅不利于我國產業結構和經濟結構的優化升級，而且對我國的經濟安全產生負面影響。分析二者的單整關系后得出的結論表明，我國實際利用外資與實際GDP不存在協整關系，即從長期來看，二者之間不存在長期均衡關系，主要原因是外資受國際國內的宏觀經濟政策和環境影響較大，有著較大的投機性，因此從長期來看，二者的關系并不穩定。

（二）建議

首先，提高外資利用效率。在我國當前情況下，由于經濟結構的轉型需要較長的時間，是一個比較漫長的過程，對待引資問題上，關鍵是提高外資的利用效率，這樣既能減少重復投資，又能切實增強我國的經濟實力。其次，積極引導外資流向。引導外資流向基礎產業和資金技術密集型項目，特別是高新技術產業，使其流向更需要的地區和最需要的部門，而對于關系國計民生的核心部分，應當對外資有所限制，以切實維護我國的經濟安全；第三，大力發展現代服務業，不斷提高經濟發展質量。在經濟轉型過程中，應積極尋找新的經濟增長點和發展方向。從西方國家的經濟發展進程來看，第一產業在國民經濟中的比重越來越低，第二產業的比重逐漸趨于穩定，第三產業的比重呈現逐漸上升趨勢。我國經濟的最終增長動力也將來自第三產業，因此應大力發展現代服務業，不斷提高經濟發展質量。同時要把經濟增長的立足點放在擴大內需上，增加人民的可支配收入，引導居民消費與現代服務業的發展進入良性互動，促進國民經濟進入良性循環。

[參考文獻]

[1]黨曼.安徽省利用外資與經濟增長關系研究[D].安徽大學，2011.

[2]曹欣.山東省利用外資與經濟發展效應研究[D].天津財經大學，2009.

[3]劉勁松，強飚，張噸軍.中國利用外資程度的比較研究——我國實際利用外資和協議利用外資的分析[J].當代財經，2007（7）：20-26.

[4]談鎮.我國利用外資的特征及其與經濟增長的相關性研究[J].世界經濟與政治論壇，2006（2）：36-42.

[5]Suliman. Foreign Capital and Economic Growth[J].Brookings Papers on Economic Activity，2007（1）：153-209.

[6]Prasad. Foreign Direct Investment， Financial Development and Economic Growth： a Cointegration Model[J].The Journal of Developing Areas，2014（48）：219-243.

[7]Ahmad. Foreign Capital Flows and Economic Growth in East Asian Economies[J].China Economic Review，2006（1）：70-83.

[8]Peter. Relations between Economic Growth， Foreign Direct Investment and Trade： Evidence from China[J].Applied Economics，2002（11）：1433-1440.

（責任編輯：郭麗春藍亮）