FDI对中国经济增长的影响研究

宋清

摘 要：全球化加深使国家间关系更紧密，其推动因素之一是外商直接投资（FDI）。FDI对一国的发展起重要作用。文章对中国1986—2019年GDP与FDI的数据进行分析，研究发现，FDI在长期内推动经济增长;在短期内是经济增长的格兰杰原因，对经济增长的影响存在滞后性;两者在偏离长期均衡状态时能够恢复调整。

关键词：外商直接投资;经济增长;VAR;FDI

中图分类号：F125 文献标识码：A文章编号：1005-6432（2022）11-0001-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.11.001

1 引言

据发展改革委统计，2019年约4.1万家外商投资企业新设立，9415.2亿元人民币外资被使用，同比增长5.8%。可见FDI在中国经济发展中扮演重要角色。故研究FDI与经济增长的关系有助于中国更有效利用外资促进经济增长。大部分学者认为FDI推动经济增长（郭熙保等，2009;Chen等，1995;Barrell等，1997）[1-3]。其主要体现在资本效应（Boswoith等，1999;方友林等，2008）[4-5]和技术溢出效应（钱晓英，2004）[6]。部分学者持反对意见，认为FDI对经济增长作用不明显（王子君等，2002）[7]。原因是有限技术溢出作用（Kholdy，1995）[8]、国家资源配置效率低下（Cardoso等，1979）[9]等。还有学者认为FDI对经济增长的作用不明确，取决于国家情况（Balasubramanyam，1996）[10]。现有文献对两者关系的研究结果不一，测算FDI对经济增长的影响时并未考虑内生性。本文通过构建向量自回归等方法来探讨FDI对经济增长的影响，这有助于相关部门利用结论制定政策，促进经济发展。

2 研究设计

本文采用Stata11软件分析1986—2019年FDI与GDP数据（亿美元），为消除异方差，对其取对数。

2.1 序列趋势分析

图1可见，FDI与GDP不断增长且变动方向一致，两者可能存在相关关系，表1可证实。故本文提出假设，短期内FDI对经济增长的促进效果不明显;长期内FDI促进经济增长。

图2可见，FDI一阶差分序列较平稳。但1990—1995年明显上升，这可能受到了“南方谈话”的影响。总体来说，差分后的GDP与FDI较平稳。

2.2 ADF检验

表2可见，lngdp与lnfdi统计量的绝对值0.034与2.715小于5%临界值的绝对值2.978，故原序列为单位根且不平稳。一阶差分处理后，Δlngdp统计量-4.942的绝对值大于5%临界值的绝对值2.980，故原序列不为单位根且平稳。Δlnfdi可近似为在5%的显著性水平上平稳。可以认为，FDI和经济增长存在稳定均衡关系。

2.3 向量自回归模型（VAR）

模型一般表示形式为：

其中，t是总样本数，i是滞后阶数。yt是GDP，yt-i是GDP滞后i期，xt是FDI。A和B是该模型的待估系数矩阵，表示FDI对GDP的影响系数。随机误差项假定为白噪声。

VAR模型构建的前期基础是确定最优滞后阶数。模型滞后期为0、1、3，所有检验指标对应的结果均不显著;模型滞后期为2，SBIC检验指标的准则数值最小。模型滞后期为4，LR、FPE、AIC、HQIC数值最小，见表3。为保证模型稳健性，确定滞后阶数为4。

VAR模型如下：

方程拟合优度R2都在98%以上，模型整体拟合很好。GDP滞后一期的系数0.8635大于FDI滞后一期的系数0.2197，GDP滞后二期的系数0.1833小于FDI滞后二期的系数0.4334。这说明，滞后一期，GDP可能由于自身惯性增长。滞后两期，FDI能够促进经济增长。FDI对经济增长的作用具有滞后性。上述系数已通过5%的显著性水平下的检验。

图3显示，模型特征根全落于单位圆内。这说明该模型及其滞后阶数通过稳健性检验，可进行动态关系分析。

3 实证分析

3.1 短期分析

第一，脉冲响应分析。图4可见，给FDI一个标准差冲击后，1～3期其对GDP的脉冲效果不明显。可能是FDI前期多为资本流入，其产出效应不会立即显现。4期后，FDI对GDP的影响开始显现并逐渐增长，8期脉冲响应效果最高。可能是FDI前期资本流入转变成生产力导致投资乘数效应而促进经济增长。故FDI对经济增长的促进作用存在且滞后。虽然FDI脉冲响应度在后期保持上升，但其在8期只达到0.03%左右。故短期内FDI可促进经济正向增长但其影响效果不明显。

第二，方差分解分析。FDI对GDP的贡献度在前4期并未较好体现。表4可见，FDI从5期后对GDP的贡献度开始明显提升，可能是FDI通过前后产业关联效应推动经济增长。FDI在5期贡献率0.32%，8期贡献率2.47%，可见FDI对经济增长的贡献度呈指数型增加。可能是FDI技术外溢效应提高企业技术水平而推动产出。综上所述，尽管FDI短期对经济增长的推动力不高，但其前后关联效应和技术外溢效应在长期会促进经济增长并稳定上升。

第三，格兰杰因果检验。表5可见，假设一：p值为0.210，在5%水平上不显著。可能是相比GDP高的国家，FDI更倾向流入具备开放市场、优惠政策等因素的国家。假设二：p值为0.024，在5%的水平上显著。故经济增长不是FDI的格蘭杰原因，FDI是经济增长的格兰杰原因。该结果与中国现实情况相符。改革开放后，FDI流入中国市场，通过资本效应、技术溢出效应等促进经济增长。

3.2 长期分析

FDI与经济增长均是一阶单整变量。故本文采用Johansen协整检验法分析变量间的长期相互关系。gzslib202204041232

表6可见，两者有一个协整关系时，最大特征值统计量0.209815小于9.24小于3.76。迹统计量0.209815同样小于9.24小于3.76。故模型有且仅有一个协整关系，即长期均衡关系。

故协整方程为：lngdp=2.106lnfdi-4.856

可见，FDI正向促进经济增长且显著。FDI每增加1单位则GDP增加2.106单位。长期看，协整关系使两者间可能存在某种制约关系来保证均衡。

3.3 短期与长期分析

上文通过脉冲响应分析与方差分解研究了FDI与经济增长的短期关系，通过协整检验研究了两者的长期关系。为研究两者长短期关系，本文引入向量误差修正模型，且基于VAR（4）考察短期内两者偏离长期均衡状态时的修正与调整。据Stata11软件结果得出：

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，整体效果较好。FDI误差修正项p值为 0.099，GDP误差修正项p值为0.010，两者都较为显著。这说明，两者短期内偏离均衡状态时会被调整来稳定长期内两者之间的关系。

4 结论

本文发现，长期内FDI促进经济增长且两者保持稳定。短期内FDI是经济增长的格兰杰原因。FDI正向促进经济增长，但效果不明显且具滞后性，不过FDI对经济增长的影响贡献率呈指数型增长。FDI和经济增长短期内可能偏离长期均衡，但长期内能够得到修正并维持两者稳定。

参考文献：

[1]郭熙保，罗知.外资特征对中国经济增长的影响[J].经济研究，2009，44（5）：52-65.

[2]CHEN C，CHANG L，ZHANG Y.The role of foreign direct investment in Chinas post-1978 economic development[J].World development，1995（23）：691-703.

[3]BARRELL R，PAIN N.Foreign direct investment，technological change， and economic growth within Europe[J].The economic journal，1997（107）：1770-1786.

[4]BOSWORTH B，COLLINS S.Capital inflows，investment and growth[J].Tokyo club papers，1999（12）：55-74.

[5]方友林，冼國明.FDI对我国国内投资的挤入挤出效应：地区差异及动态特征[J].世界经济研究，2008（6）：69-73，88

[6]钱晓英.外商直接投资、国际贸易促进经济增长的实证研究[D].长沙：湖南大学， 2004.

[7]王子君，张伟.外商直接投资、技术许可与技术创新[J].经济研究，2002（3）.

[8]KHOLDY S.Causality between foreign investment and spillover efficiency[J].Applied economics，1995（27）.

[9]CARDOSSO F H，FALETTO E.Dependency and development in Latin America[M].Berkeley，CA：University of California Press，1979.