我国实际利用外资额与经济增长关系的实证研究

摘要：通过对1985—2013年我国实际利用外资额和实际GDP的时间序列数据进行分析，发现二者存在显著的线性关系。通过对其线性回归方程进行弹性分析得出中国经济发展过于依赖投资，外资在推动我国GDP增长的过程中起着重要作用。对二者的单整检验发现，实际GDP与实际利用外资均非平稳序列，经过差分变换后，实际利用外资是二阶单整序列，实际GDP是一阶单整序列。由其趋势图和分析得到，二者不具有协整关系，即我国实际利用外资额与实际GDP在长期不存在均衡关系。

关键词：实际利用外资；经济增长；单整检验

中图分类号：F74文献标识码：A文章编号：2095-3283（2016）11-0039-05

[作者简介]段思松（1988-），男，汉族，河南信阳人，助教，硕士，研究方向：对外投资。

一、引言

依据支出法核算的国内生产总值的计算公式为Y=C+I+G+NX，其中，Y是国内生产总值即GDP，C是国民消费，I是投资，G是政府购买，NX是净出口，在其他条件不变的情况下，投资与国内生产总值呈现出正向变化的规律。在投资领域，随着我国于2001年12月11日加入世界贸易组织，对外交往日益频繁，对外经济联系日益紧密，引进外资尤其是实际利用外资更是蓬勃发展。通过整理国家统计局网站中关于我国实际利用外资的时间序列数据（1985—2014年），可以看出我国实际利用外资额逐年攀升，对GDP的拉动作用十分明显。这在一定程度上可以看作是我国适应经济全球化和区域一体化的趋势，积极实行外向型经济发展战略的成果。

二、相关研究综述

我国学者从多方面对实际利用外资额与经济增长的实证关系进行了研究。1.从地域的角度进行阐述：党曼（2011）对外商直接投资和实际利用外资与经济增长之间的关系进行相关和回归分析，认为安徽省利用外资对经济增长具有正向促进作用[1]。曹欣（2009）通过山东省GDP、产业进步以及地区经济的影响和影响度，对山东省利用外资与经济发展效应进行实证分析，结果表明，利用外资对山东省经济发展具有一定的促进作用，但是利用外资对GDP的贡献率偏低[2]。2.从我国利用外资的具体特征方面进行阐述：刘劲松、强飚、张吨军（2007）从我国利用外资程度角度进行研究，发现我国实际利用外资额与协议外资额之间存在长期均衡关系，但不存在因果关系[3]。谈镇（2006）通过消费、投资、政府支出、进出口差额四个方面分析我国利用外资的特征后，用两阶段最小二乘法来检验实际利用外资，通过与我国经济增长的相关性比较，认为政府财政支出对GDP增长无显著影响，消费、资本形成和进出口差额都对GDP增长存在较大的正相关关系[4]。

国外学者的相关研究主要集中在两个方面：1.利用投资与经济增长的关系。Suliman（2014）运用带向量误差修正机制的协整模型，对投资、经济增长和股票市场规模进行短期动态测试，结果表明，实际利用外资和股票市场规模、股票市场规模和经济增长在短期有加强的因果关系，变量在长期协整[5]。Prasad（2007）认为，经常账户盈余和非工业国家的经济增长之间，呈现显著正相关关系。而依赖于外国资金的工业国家增长得更快[6]。2.从地域角度分析。Ahmad（2006）对包括中国在内的东亚国家的各种类型的资本流动对经济发展影响进行定量评估，得出结论：（1）国内储蓄对经济的长期增长做出了积极贡献；（2）外国直接投资确实在强劲增长，并且对经济发展的短期和长期都有影响；（3）短期资本流入对短期以及长期的经济增长前景都有不利的影响，并且对长期资本流入更加敏感[7]。Peter（2004）通过探讨我国的贸易、经济增长和实际吸收外资的总水平之间的因果关系，得出结论，长期看，我国的经济增长、进出口和外商直接投资具有协整关系[8]。

从国内外的研究现状可以看出，在实际利用外资与经济增长关系的实证研究上，双方的研究具有高度的同一性。但是实际的经济形势是不断变化的，经济变化最有说服力的解释就是数据。本文在研究实际利用外资与经济增长二者的实证关系时，通过收集最新的数据，为回归模型的实证结果提供有力的支撑。同时引入弹性概念，即具体考察实际利用外资额的变动对我国经济增长变动的拉动作用。从实证的弹性数据里发掘二者背后深层次的原因，并为我国在开放型经济的战略背景下，更好地吸收外资，提高实际利用外资的效率提出可行性建议。

三、我国实际利用外资与经济增长的相关性分析

本文选取变量实际利用外资额（Foreign Investment In Actual Use，AUFI）作为实际利用外资的评价指标；对于衡量经济增长的指标采取国际上通行的指标GDP来说明。在进行相关性检验之前，先来分别分析我国实际利用外资和经济增长之间的时间序列数据。

经过GDP平减指数修正的GDP数据由于消除了物价的影响，以GDP的实际增长作为衡量GDP发展的指标，其数据更加符合客观事实；同时经过修正后的数据变化更加平稳，即可以为研究GDP与实际利用外资的实证关系的分析提供坚实的数据支撑。

对1985—2013年我国年实际利用外资额作相同的处理便可以得到图2：

为了避免建立回归模型时，由于数据的扰动，造成异方差，因此对我国实际利用外资额与GDP（1985—2013年）的时间序列数据进行对数化处理，得到表2：

依据我国实际利用外资（AUFI）和实际GDP（AGDP）的数据进行分析运算，得出两个变量的相关系数0.8779，两者呈现出强相关关系。为了实证检验AUFI与AGDP之间是否存在线性关系，采取Pearson系数的测算结果来说明。SPSS软件测算结果为0.728，说明二者存在着很强相关关系。而Pearson相关系数是衡量两个数据集是否在一个直线上面的统计学计量指标。根据测算结果说明建立线性模型是在现有数据条件下对两变量之间关系的最好拟合。

四、我国实际利用外资和实际GDP回归分析

根据Pearson相关系数的计算结果，表明我国的实际利用外资（AUFI）和实际GDP（AGDP）之间存在极强的线性关系。因此建立线性回归模型。为了消除异方差，在变量前取对数，即所建立的回归方程为：lnAGDP=β0+β1lnAUFI+μi，μi满足经典假设的一切条件。运用最小二乘法，得到表3：

回归结果可以得到以下结论：1.拟合优度为0831，表明线性回归方程对数据有很好的拟合能力，回归方程对数据有很好的解释能力；为了消除自由度对拟合优度的影响，经过调整后的R2略有降低为0813，这说明消除了解释变量个数影响的拟合优度也支持该结论；2.自变量（AUFI）的t检验值为5524，显著大于置信水平为5%的t统计量的值即t0025（29）=205，即说明自变量通过t检验，自变量对因变量有很好的解释能力；3DW统计量的值为0093，这表明随机干扰项一阶自相关的可能性低，估计的模型有良好的性质。由此可得到回归方程为：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi满足经典假设。

五、我国实际利用外资与实际GDP的单整检验

当用经济变量建立回归模型时，一种很普遍的情况就是当经济变量不平稳时，建立的回归模型就会产生伪回归问题，由此会导致许多统计量的分布不再是标准分布，参数的无偏性、有效性、一致性会受到影响。因此必须首次对所选取的变量进行非平稳性即单整性的检验，单位根的检验方法有很多种，这里主要采用ADF检验法。由于在进行ADF检验时，必须首先为回归定义合理的滞后阶数，这主要是通过AIC信息准则和SC信息准则来确定。AIC（赤池）信息准则主要是衡量统计模型拟合优良度的一种标准，尽量避免过度拟合导致的拟合错误，因此赤池信息准则必须越小越好，通过这样的方式选择最优滞后长度的分布；SC（施瓦茨）信息准则通过比较不同模型的拟合优度来确定合适的滞后长度，因此SC信息准则要求当SC的值达到最小的滞后期的阶数k。其次是线性时间趋势项和常数项的选择。其选择的基本原则是先选择包含两项的进行检验，分别比较t统计量的值。若趋势项的t统计量的值不明显，则选择只含常数项的，如果常数项的t统计量的值不明显，则二者都不选取，具体检验如下：

通过对该序列包含趋势项和常数项的一阶差分变换检验结果的分析，可以得出如下结论：1 ADF检验下的t统计量的值为-5353579，分别小于1%、5%、10%显著水平的临界值，因此拒绝原假设，即认为原序列不存在单位根，是一个平稳序列。2趋势项的t统计量值为3467，明显高于5%的显著性水平下的t0025（29）=205，即证明趋势项明显通过t检验；同理常数项明显没有通过t检验。3表明经过一阶差分变换之后，实际GDP（AGDP）为一阶单整序列。

对于lnAUFI序列的单位根检验，通过多次对比AIC与SC的值，确定滞后期为2，仅仅包含常数项的二阶差分变换后的ADF检验结果表明： ADF检验的t统计量值为-43861，分别小于1%、5%、10%的显著性水平下的临界值，因此可以拒绝序列不平稳和存在单位根的原假设，因此该序列为一个平稳序列，所以lnAUFI为二阶单整序列。

SER01表示自变量实际利用外资（lnAUFI）的序列，SER02表示实际GDP的序列。从图3可以看出，随着时间的推移，两个变量之间的差距越来越远，其离差变得越来越大。同理若两个序列存在协整关系即其线性离差或均衡误差是稳定的。但是从给出的序列走势图来看，明显推翻这一结论。

综上所述：lnAGDP与lnAUFI都是非平稳序列，lnAGDP经过一阶差分变换之后，变为平稳序列，即一阶单整；lnAUFI经过二阶差分变换之后，变为平稳序列即为二阶单整。由于因变量和自变量不是同阶单整序列，因此不满足进行协整关系分析的前提。通过Eviews的数据输出结果和序列的走势图分析，可以确定我国的实际GDP与实际利用外资之间不存在长期协整关系，即二者的变化从长期来看不存在长期稳定的均衡关系。

六、我国实际利用外资和实际GDP弹性分析

依据回归分析的结果，lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi满足经典假设的一切条件。因变量对自变量求一阶导数即可得到我国实际GDP的实际利用外资弹性：β1=dlnAGDPdlnAUFI=dAGDPAGDP×AUFIdAUFI=AUFIAGDP×dAGDPdAUFI=0504。依据该推导过程，表明线性系数是实际GDP的实际利用外资额的弹性。其经济学含义是实际利用外资增加1%，实际GDP增加0504%；也可解释为实际GDP增加1%，其中有0504%是由实际投资来拉动的。这组数据表明，我国目前的经济增长仍然是高度依赖投资。从弹性分析的角度来看，我国的经济结构存在明显的不合理特征。在调结构、促增长的宏观经济环境下，实证分析的结论进一步说明了经济结构调整的迫切性。

七、结论与建议

（一）结论

通过对1985—2013年我国实际利用外资与实际GDP的时间序列数据进行分析，得出我国实际GDP与实际利用外资额呈现出高度的线性相关关系的结论。其线性回归方程为：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi满足经典假设的一切条件。进行弹性分析后得出结论：中国经济发展过于依赖投资，外资在拉动我国GDP增长的过程中起着重要作用。这不仅不利于我国产业结构和经济结构的优化升级，而且对我国的经济安全产生负面影响。分析二者的单整关系后得出的结论表明，我国实际利用外资与实际GDP不存在协整关系，即从长期来看，二者之间不存在长期均衡关系，主要原因是外资受国际国内的宏观经济政策和环境影响较大，有着较大的投机性，因此从长期来看，二者的关系并不稳定。

（二）建议

首先，提高外资利用效率。在我国当前情况下，由于经济结构的转型需要较长的时间，是一个比较漫长的过程，对待引资问题上，关键是提高外资的利用效率，这样既能减少重复投资，又能切实增强我国的经济实力。其次，积极引导外资流向。引导外资流向基础产业和资金技术密集型项目，特别是高新技术产业，使其流向更需要的地区和最需要的部门，而对于关系国计民生的核心部分，应当对外资有所限制，以切实维护我国的经济安全；第三，大力发展现代服务业，不断提高经济发展质量。在经济转型过程中，应积极寻找新的经济增长点和发展方向。从西方国家的经济发展进程来看，第一产业在国民经济中的比重越来越低，第二产业的比重逐渐趋于稳定，第三产业的比重呈现逐渐上升趋势。我国经济的最终增长动力也将来自第三产业，因此应大力发展现代服务业，不断提高经济发展质量。同时要把经济增长的立足点放在扩大内需上，增加人民的可支配收入，引导居民消费与现代服务业的发展进入良性互动，促进国民经济进入良性循环。

[参考文献]

[1]党曼.安徽省利用外资与经济增长关系研究[D].安徽大学，2011.

[2]曹欣.山东省利用外资与经济发展效应研究[D].天津财经大学，2009.

[3]刘劲松，强飚，张吨军.中国利用外资程度的比较研究——我国实际利用外资和协议利用外资的分析[J].当代财经，2007（7）：20-26.

[4]谈镇.我国利用外资的特征及其与经济增长的相关性研究[J].世界经济与政治论坛，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.

（责任编辑：郭丽春蓝亮）