我國(guó)實(shí)際利用外資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

摘要：通過對(duì)1985—2013年我國(guó)實(shí)際利用外資額和實(shí)際GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)二者存在顯著的線性關(guān)系。通過對(duì)其線性回歸方程進(jìn)行彈性分析得出中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過于依賴投資，外資在推動(dòng)我國(guó)GDP增長(zhǎng)的過程中起著重要作用。對(duì)二者的單整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，實(shí)際GDP與實(shí)際利用外資均非平穩(wěn)序列，經(jīng)過差分變換后，實(shí)際利用外資是二階單整序列，實(shí)際GDP是一階單整序列。由其趨勢(shì)圖和分析得到，二者不具有協(xié)整關(guān)系，即我國(guó)實(shí)際利用外資額與實(shí)際GDP在長(zhǎng)期不存在均衡關(guān)系。

關(guān)鍵詞：實(shí)際利用外資；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；單整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F74文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：2095-3283（2016）11-0039-05

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

一、引言

依據(jù)支出法核算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的計(jì)算公式為Y=C+I+G+NX，其中，Y是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP，C是國(guó)民消費(fèi)，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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出正向變化的規(guī)律。在投資領(lǐng)域，隨著我國(guó)于2001年12月11日加入世界貿(mào)易組織，對(duì)外交往日益頻繁，對(duì)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益緊密，引進(jìn)外資尤其是實(shí)際利用外資更是蓬勃發(fā)展。通過整理國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站中關(guān)于我國(guó)實(shí)際利用外資的時(shí)間序列數(shù)據(jù)（1985—2014年），可以看出我國(guó)實(shí)際利用外資額逐年攀升，對(duì)GDP的拉動(dòng)作用十分明顯。這在一定程度上可以看作是我國(guó)適應(yīng)經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域一體化的趨勢(shì)，積極實(shí)行外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的成果。

二、相關(guān)研究綜述

我國(guó)學(xué)者從多方面對(duì)實(shí)際利用外資額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證關(guān)系進(jìn)行了研究。1.從地域的角度進(jìn)行闡述：黨曼（2011）對(duì)外商直接投資和實(shí)際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)和回歸分析，認(rèn)為安徽省利用外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用[1]。曹欣（2009）通過山東省GDP、產(chǎn)業(yè)進(jìn)步以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響和影響度，對(duì)山東省利用外資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，利用外資對(duì)山東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定的促進(jìn)作用，但是利用外資對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率偏低[2]。2.從我國(guó)利用外資的具體特征方面進(jìn)行闡述：劉勁松、強(qiáng)飚、張噸軍（2007）從我國(guó)利用外資程度角度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)實(shí)際利用外資額與協(xié)議外資額之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但不存在因果關(guān)系[3]。談鎮(zhèn)（2006）通過消費(fèi)、投資、政府支出、進(jìn)出口差額四個(gè)方面分析我國(guó)利用外資的特征后，用兩階段最小二乘法來檢驗(yàn)實(shí)際利用外資，通過與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性比較，認(rèn)為政府財(cái)政支出對(duì)GDP增長(zhǎng)無顯著影響，消費(fèi)、資本形成和進(jìn)出口差額都對(duì)GDP增長(zhǎng)存在較大的正相關(guān)關(guān)系[4]。

國(guó)外學(xué)者的相關(guān)研究主要集中在兩個(gè)方面：1.利用投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。Suliman（2014）運(yùn)用帶向量誤差修正機(jī)制的協(xié)整模型，對(duì)投資、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和股票市場(chǎng)規(guī)模進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)測(cè)試，結(jié)果表明，實(shí)際利用外資和股票市場(chǎng)規(guī)模、股票市場(chǎng)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期有加強(qiáng)的因果關(guān)系，變量在長(zhǎng)期協(xié)整[5]。Prasad（2007）認(rèn)為，經(jīng)常賬戶盈余和非工業(yè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間，呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。而依賴于外國(guó)資金的工業(yè)國(guó)家增長(zhǎng)得更快[6]。2.從地域角度分析。Ahmad（2006）對(duì)包括中國(guó)在內(nèi)的東亞國(guó)家的各種類型的資本流動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響進(jìn)行定量評(píng)估，得出結(jié)論：（1）國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄對(duì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)做出了積極貢獻(xiàn)；（2）外國(guó)直接投資確實(shí)在強(qiáng)勁增長(zhǎng)，并且對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短期和長(zhǎng)期都有影響；（3）短期資本流入對(duì)短期以及長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前景都有不利的影響，并且對(duì)長(zhǎng)期資本流入更加敏感[7]。Peter（2004）通過探討我國(guó)的貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和實(shí)際吸收外資的總水平之間的因果關(guān)系，得出結(jié)論，長(zhǎng)期看，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、進(jìn)出口和外商直接投資具有協(xié)整關(guān)系[8]。

從國(guó)內(nèi)外的研究現(xiàn)狀可以看出，在實(shí)際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究上，雙方的研究具有高度的同一性。但是實(shí)際的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)是不斷變化的，經(jīng)濟(jì)變化最有說服力的解釋就是數(shù)據(jù)。本文在研究實(shí)際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者的實(shí)證關(guān)系時(shí)，通過收集最新的數(shù)據(jù)，為回歸模型的實(shí)證結(jié)果提供有力的支撐。同時(shí)引入彈性概念，即具體考察實(shí)際利用外資額的變動(dòng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的拉動(dòng)作用。從實(shí)證的彈性數(shù)據(jù)里發(fā)掘二者背后深層次的原因，并為我國(guó)在開放型經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略背景下，更好地吸收外資，提高實(shí)際利用外資的效率提出可行性建議。

三、我國(guó)實(shí)際利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性分析

本文選取變量實(shí)際利用外資額（Foreign Investment In Actual Use，AUFI）作為實(shí)際利用外資的評(píng)價(jià)指標(biāo)；對(duì)于衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)采取國(guó)際上通行的指標(biāo)GDP來說明。在進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)之前，先來分別分析我國(guó)實(shí)際利用外資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

經(jīng)過GDP平減指數(shù)修正的GDP數(shù)據(jù)由于消除了物價(jià)的影響，以GDP的實(shí)際增長(zhǎng)作為衡量GDP發(fā)展的指標(biāo)，其數(shù)據(jù)更加符合客觀事實(shí)；同時(shí)經(jīng)過修正后的數(shù)據(jù)變化更加平穩(wěn)，即可以為研究GDP與實(shí)際利用外資的實(shí)證關(guān)系的分析提供堅(jiān)實(shí)的數(shù)據(jù)支撐。

對(duì)1985—2013年我國(guó)年實(shí)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(shí)，由于數(shù)據(jù)的擾動(dòng)，造成異方差，因此對(duì)我國(guó)實(shí)際利用外資額與GDP（1985—2013年）的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，得到表2：

依據(jù)我國(guó)實(shí)際利用外資（AUFI）和實(shí)際GDP（AGDP）的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析運(yùn)算，得出兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)0.8779，兩者呈現(xiàn)出強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。為了實(shí)證檢驗(yàn)AUFI與AGDP之間是否存在線性關(guān)系，采取Pearson系數(shù)的測(cè)算結(jié)果來說明。SPSS軟件測(cè)算結(jié)果為0.728，說明二者存在著很強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。而Pearson相關(guān)系數(shù)是衡量?jī)蓚€(gè)數(shù)據(jù)集是否在一個(gè)直線上面的統(tǒng)計(jì)學(xué)計(jì)量指標(biāo)。根據(jù)測(cè)算結(jié)果說明建立線性模型是在現(xiàn)有數(shù)據(jù)條件下對(duì)兩變量之間關(guān)系的最好擬合。

四、我國(guó)實(shí)際利用外資和實(shí)際GDP回歸分析

根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)的計(jì)算結(jié)果，表明我國(guó)的實(shí)際利用外資（AUFI）和實(shí)際GDP（AGDP）之間存在極強(qiáng)的線性關(guān)系。因此建立線性回歸模型。為了消除異方差，在變量前取對(duì)數(shù)，即所建立的回歸方程為：lnAGDP=β0+β1lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)的一切條件。運(yùn)用最小二乘法，得到表3：

回歸結(jié)果可以得到以下結(jié)論：1.擬合優(yōu)度為0831，表明線性回歸方程對(duì)數(shù)據(jù)有很好的擬合能力，回歸方程對(duì)數(shù)據(jù)有很好的解釋能力；為了消除自由度對(duì)擬合優(yōu)度的影響，經(jīng)過調(diào)整后的R2略有降低為0813，這說明消除了解釋變量個(gè)數(shù)影響的擬合優(yōu)度也支持該結(jié)論；2.自變量（AUFI）的t檢驗(yàn)值為5524，顯著大于置信水平為5%的t統(tǒng)計(jì)量的值即t0025（29）=205，即說明自變量通過t檢驗(yàn)，自變量對(duì)因變量有很好的解釋能力；3DW統(tǒng)計(jì)量的值為0093，這表明隨機(jī)干擾項(xiàng)一階自相關(guān)的可能性低，估計(jì)的模型有良好的性質(zhì)。由此可得到回歸方程為：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)。

五、我國(guó)實(shí)際利用外資與實(shí)際GDP的單整檢驗(yàn)

當(dāng)用經(jīng)濟(jì)變量建立回歸模型時(shí)，一種很普遍的情況就是當(dāng)經(jīng)濟(jì)變量不平穩(wěn)時(shí)，建立的回歸模型就會(huì)產(chǎn)生偽回歸問題，由此會(huì)導(dǎo)致許多統(tǒng)計(jì)量的分布不再是標(biāo)準(zhǔn)分布，參數(shù)的無偏性、有效性、一致性會(huì)受到影響。因此必須首次對(duì)所選取的變量進(jìn)行非平穩(wěn)性即單整性的檢驗(yàn)，單位根的檢驗(yàn)方法有很多種，這里主要采用ADF檢驗(yàn)法。由于在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí)，必須首先為回歸定義合理的滯后階數(shù)，這主要是通過AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則來確定。AIC（赤池）信息準(zhǔn)則主要是衡量統(tǒng)計(jì)模型擬合優(yōu)良度的一種標(biāo)準(zhǔn)，盡量避免過度擬合導(dǎo)致的擬合錯(cuò)誤，因此赤池信息準(zhǔn)則必須越小越好，通過這樣的方式選擇最優(yōu)滯后長(zhǎng)度的分布；SC（施瓦茨）信息準(zhǔn)則通過比較不同模型的擬合優(yōu)度來確定合適的滯后長(zhǎng)度，因此SC信息準(zhǔn)則要求當(dāng)SC的值達(dá)到最小的滯后期的階數(shù)k。其次是線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的選擇。其選擇的基本原則是先選擇包含兩項(xiàng)的進(jìn)行檢驗(yàn)，分別比較t統(tǒng)計(jì)量的值。若趨勢(shì)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量的值不明顯，則選擇只含常數(shù)項(xiàng)的，如果常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量的值不明顯，則二者都不選取，具體檢驗(yàn)如下：

通過對(duì)該序列包含趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的一階差分變換檢驗(yàn)結(jié)果的分析，可以得出如下結(jié)論：1 ADF檢驗(yàn)下的t統(tǒng)計(jì)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(shè)，即認(rèn)為原序列不存在單位根，是一個(gè)平穩(wěn)序列。2趨勢(shì)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)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(shì)項(xiàng)明顯通過t檢驗(yàn)；同理常數(shù)項(xiàng)明顯沒有通過t檢驗(yàn)。3表明經(jīng)過一階差分變換之后，實(shí)際GDP（AGDP）為一階單整序列。

對(duì)于lnAUFI序列的單位根檢驗(yàn)，通過多次對(duì)比AIC與SC的值，確定滯后期為2，僅僅包含常數(shù)項(xiàng)的二階差分變換后的ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明： ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)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(wěn)和存在單位根的原假設(shè)，因此該序列為一個(gè)平穩(wěn)序列，所以lnAUFI為二階單整序列。

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

綜上所述：lnAGDP與lnAUFI都是非平穩(wěn)序列，lnAGDP經(jīng)過一階差分變換之后，變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即一階單整；lnAUFI經(jīng)過二階差分變換之后，變?yōu)槠椒€(wěn)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(jìn)行協(xié)整關(guān)系分析的前提。通過Eviews的數(shù)據(jù)輸出結(jié)果和序列的走勢(shì)圖分析，可以確定我國(guó)的實(shí)際GDP與實(shí)際利用外資之間不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，即二者的變化從長(zhǎng)期來看不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

六、我國(guó)實(shí)際利用外資和實(shí)際GDP彈性分析

依據(jù)回歸分析的結(jié)果，lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)的一切條件。因變量對(duì)自變量求一階導(dǎo)數(shù)即可得到我國(guó)實(shí)際GDP的實(shí)際利用外資彈性：β1=dlnAGDPdlnAUFI=dAGDPAGDP×AUFIdAUFI=AUFIAGDP×dAGDPdAUFI=0504。依據(jù)該推導(dǎo)過程，表明線性系數(shù)是實(shí)際GDP的實(shí)際利用外資額的彈性。其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是實(shí)際利用外資增加1%，實(shí)際GDP增加0504%；也可解釋為實(shí)際GDP增加1%，其中有0504%是由實(shí)際投資來拉動(dòng)的。這組數(shù)據(jù)表明，我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然是高度依賴投資。從彈性分析的角度來看，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在明顯的不合理特征。在調(diào)結(jié)構(gòu)、促增長(zhǎng)的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，實(shí)證分析的結(jié)論進(jìn)一步說明了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的迫切性。

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

通過對(duì)1985—2013年我國(guó)實(shí)際利用外資與實(shí)際GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出我國(guó)實(shí)際GDP與實(shí)際利用外資額呈現(xiàn)出高度的線性相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。其線性回歸方程為：lnAGDP=5548+0504lnAUFI+μi，μi滿足經(jīng)典假設(shè)的一切條件。進(jìn)行彈性分析后得出結(jié)論：中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過于依賴投資，外資在拉動(dòng)我國(guó)GDP增長(zhǎng)的過程中起著重要作用。這不僅不利于我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，而且對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)安全產(chǎn)生負(fù)面影響。分析二者的單整關(guān)系后得出的結(jié)論表明，我國(guó)實(shí)際利用外資與實(shí)際GDP不存在協(xié)整關(guān)系，即從長(zhǎng)期來看，二者之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，主要原因是外資受國(guó)際國(guó)內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策和環(huán)境影響較大，有著較大的投機(jī)性，因此從長(zhǎng)期來看，二者的關(guān)系并不穩(wěn)定。

（二）建議

首先，提高外資利用效率。在我國(guó)當(dāng)前情況下，由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型需要較長(zhǎng)的時(shí)間，是一個(gè)比較漫長(zhǎng)的過程，對(duì)待引資問題上，關(guān)鍵是提高外資的利用效率，這樣既能減少重復(fù)投資，又能切實(shí)增強(qiáng)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。其次，積極引導(dǎo)外資流向。引導(dǎo)外資流向基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和資金技術(shù)密集型項(xiàng)目，特別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，使其流向更需要的地區(qū)和最需要的部門，而對(duì)于關(guān)系國(guó)計(jì)民生的核心部分，應(yīng)當(dāng)對(duì)外資有所限制，以切實(shí)維護(hù)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)安全；第三，大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，應(yīng)積極尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)和發(fā)展方向。從西方國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程來看，第一產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重越來越低，第二產(chǎn)業(yè)的比重逐漸趨于穩(wěn)定，第三產(chǎn)業(yè)的比重呈現(xiàn)逐漸上升趨勢(shì)。我國(guó)經(jīng)濟(jì)的最終增長(zhǎng)動(dòng)力也將來自第三產(chǎn)業(yè)，因此應(yīng)大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，不斷提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。同時(shí)要把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的立足點(diǎn)放在擴(kuò)大內(nèi)需上，增加人民的可支配收入，引導(dǎo)居民消費(fèi)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展進(jìn)入良性互動(dòng)，促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)進(jìn)入良性循環(huán)。

[參考文獻(xiàn)]

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（責(zé)任編輯：郭麗春藍(lán)亮）