外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易—基于中國(guó)的實(shí)證分析

外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易—基于中國(guó)的實(shí)證分析 內(nèi)容提要：本文選取1983—2000年間我國(guó)FDI與GDP、進(jìn)出口總額T的時(shí)間序列資料，描繪了外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的運(yùn)行軌跡，對(duì) FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系作了相關(guān)分析和回歸分析，并實(shí)際測(cè)算了FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)。本文認(rèn)為，外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)是顯著的，但是筆者也發(fā)現(xiàn)FDI/GDP的值從1994年就開(kāi)始下降，F(xiàn)DI/T的值從1994年開(kāi)始停滯不前并從1998年開(kāi)始急劇下降，這說(shuō)明由于我國(guó)實(shí)際利率水平及宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、亞洲金融危機(jī) 、美國(guó)經(jīng)濟(jì)衰退等諸多因素的影響，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)自1994年以來(lái)有所下降。

關(guān)鍵詞：外商直接投資（FDI） 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 進(jìn)出口總額（T）

一、引言

早在第二次世界大戰(zhàn)之前，主要發(fā)達(dá)國(guó)家的資本國(guó)際間流動(dòng)就有了相當(dāng)?shù)陌l(fā)展，但是發(fā)展比較緩慢。戰(zhàn)后，隨著西歐和日本經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)，尤其是60年代后第三次科技革命所帶來(lái)的發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展及生產(chǎn)國(guó)際化趨勢(shì)的急劇加強(qiáng)，資本國(guó)際流動(dòng)開(kāi)始加速，規(guī)�？涨皵U(kuò)大。與戰(zhàn)前不同的是戰(zhàn)后的國(guó)際資本流動(dòng)中，對(duì)外直接投資（FDI）居主要地位且發(fā)展迅速。關(guān)于外資對(duì)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們有不同的論述。其中以美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家H.錢納里和A.斯特勞特1969年創(chuàng)立的兩缺口模型最具代表性。該模型認(rèn)為，大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷程表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲(chǔ)蓄約束，即國(guó)內(nèi)需求水平低,不足以支持國(guó)內(nèi)投資需求的擴(kuò)張，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品和消費(fèi)品進(jìn)口，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無(wú)法有效的使用外資和各種資源，從而影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，錢納里等人認(rèn)為，如果發(fā)展中國(guó)家能成功利用外資便可以逐漸克服儲(chǔ)蓄、外匯和技術(shù)的約束，增加國(guó)民總儲(chǔ)蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另外一般認(rèn)為外商直接投資對(duì)東道國(guó)（主要是發(fā)展中國(guó)家）的對(duì)外貿(mào)易也有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)，這主要表現(xiàn)在三個(gè)方面:一是使東道國(guó)迅速進(jìn)入全球分工體系，利用東道國(guó)的資源優(yōu)勢(shì)促進(jìn)出口增長(zhǎng)，以換取本國(guó)發(fā)展所需的外匯；二是提升東道國(guó)的出口結(jié)構(gòu)，由初級(jí)產(chǎn)品出口向工業(yè)制成品出口轉(zhuǎn)變；三是提升進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)，由消費(fèi)型進(jìn)口轉(zhuǎn)變?yōu)樯�產(chǎn)型進(jìn)口（江小涓，1999）。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)利用外資從零起步，實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展，取得了長(zhǎng)足的進(jìn)步，外資已逐漸成為發(fā)展經(jīng)濟(jì)和推動(dòng)中外經(jīng)貿(mào)交流的重要手段。本文正是在總量分析的層面上，從定性和定量?jī)蓚�(gè)角度研究外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易貢獻(xiàn)的問(wèn)題。

二、FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易基本態(tài)勢(shì)

樣本區(qū)間為1983—2000年，這18年間我國(guó)利用外商直接投資由1983年的6.36億美元增加到2000年的407.72億美元，增長(zhǎng)了63.1倍。我國(guó)已連續(xù)13年成為引進(jìn)外資最多的發(fā)展中國(guó)家，最新資料還表明2000年我國(guó)利用外資規(guī)模僅次于美國(guó)，居全球第二位。

表1 我國(guó)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、進(jìn)出口概況


資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社；1999，2000年的數(shù)據(jù)為筆者根據(jù)國(guó)家公布數(shù)據(jù)添加。

注： 將GDP換算成美元時(shí)用貿(mào)易平均匯率。

1、 FDI與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)

從表1和圖1可以看出，1983年到1987年，外商在華投資發(fā)展緩慢；1988年到1991年，我國(guó)引進(jìn)外資迅速發(fā)展；1992年到1994年我國(guó)引進(jìn)和利用外資高速增長(zhǎng)；1994年到1998年增長(zhǎng)速度顯著放緩，1999年首次出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng),2000年我國(guó)初步克服亞洲金融危機(jī)的影響，利用外商直接投資出現(xiàn)明顯回升跡象。與此同時(shí)，可以看到，F(xiàn)DI與GDP的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)基本相似：經(jīng)濟(jì)形勢(shì)較好時(shí)，F(xiàn)DI增長(zhǎng)迅速，如1992-1994年；經(jīng)濟(jì)形勢(shì)惡化時(shí)，F(xiàn)DI的增長(zhǎng)速度也相應(yīng)的放緩，甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，如1997-2000年。特別值得注意的是，1994年以前，我國(guó)FDI增長(zhǎng)的絕對(duì)額基本上是上升的；1994年以后，我國(guó)FDI的增長(zhǎng)速度和增長(zhǎng)絕對(duì)額顯著放緩。如 1993-1994年FDI 增加了62.52億美元，而1994-1995年僅增加了37.45億美元，增長(zhǎng)絕對(duì)額放緩了近一倍。


圖1 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）與外商直接投資（FDI）混合直方圖和折線圖

說(shuō)明： GDP 以左方縱坐標(biāo)衡量，F(xiàn)DI 以右方縱坐標(biāo)衡量。

2、FDI與對(duì)外貿(mào)易的運(yùn)行軌跡

引進(jìn)外資和對(duì)外貿(mào)易都同是在改革開(kāi)放的政策下發(fā)展起來(lái)的，因而二者從一開(kāi)始就有著密不可分的聯(lián)系。從表1和圖2展示的二者關(guān)系來(lái)看也證明了這一點(diǎn)。FDI與T的運(yùn)行軌跡基本上是平行的：20多年來(lái)，我國(guó)利用外資與對(duì)外貿(mào)易均從零起步，實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展，并呈現(xiàn)出比較一致的發(fā)展軌跡。


圖2 進(jìn)出口貿(mào)易總額（T）與外商直接投資（FDI）的混合直方圖和折線圖

說(shuō)明：T以左方縱坐標(biāo)表示，F(xiàn)DI以右方縱坐標(biāo)表示

3、 FDI/GDP、FDI/T分析

我們已經(jīng)知道，我國(guó)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)運(yùn)行軌跡、對(duì)外貿(mào)易趨勢(shì)基本一致，或者說(shuō)是平行的。但是，這是否說(shuō)明FDI的增加帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貿(mào)易擴(kuò)大，是否說(shuō)明是FDI的特殊貢獻(xiàn)�；�于此，我們將FDI的增加與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的擴(kuò)大加以對(duì)比，進(jìn)一步探索FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的相互關(guān)系。


圖3 FDI/T和FDI/GDP的變化趨勢(shì)圖

說(shuō)明：FDI/T以左方縱坐標(biāo)表示，F(xiàn)DI/GDP以右方縱坐標(biāo)表示

表1以及圖3反映出FDI與我國(guó)GDP、進(jìn)出口總額的比值在1983—1994年間基本上呈上升趨勢(shì)，尤其是1991年至1994年，F(xiàn)DI/GDP、FDI/T幾乎呈直線上升；1994—1998年FDI/T的值在14%上下小范圍波動(dòng)，1998—2000年FDI/T的值急劇下降，而FDI/GDP的值從1994年起就開(kāi)始呈下降趨勢(shì)。這說(shuō)明FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)從1994年開(kāi)始就有所下降，對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的貢獻(xiàn)量從1994年開(kāi)始停滯不前并在1998年呈急劇下降趨勢(shì)。

總而言之，從FDI與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的基本態(tài)勢(shì)來(lái)看，外商直接投資的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的軌跡基本相似，這從一定程度上說(shuō)明了FDI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)；但是在作FDI/GDP、FDI/T分析中我們也發(fā)現(xiàn)，從1994年開(kāi)始，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)已經(jīng)開(kāi)始下降，對(duì)進(jìn)出口的貢獻(xiàn)從1994年開(kāi)始也停滯不前，并在1998年呈急劇下降趨勢(shì)。為了定量地測(cè)定FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的實(shí)際貢獻(xiàn)，并對(duì)1994年開(kāi)始出現(xiàn)的FDI貢獻(xiàn)量下降的的現(xiàn)象作出解釋，下文將建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型并作計(jì)量檢驗(yàn)與分析。



三、經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)與分析

在理論研究中，一般選用如下四個(gè)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型來(lái)對(duì)FDI和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系作定量的分析，(1)式和（2）式用來(lái)對(duì)FDI、GDP、T三者關(guān)系作普通的回歸分析，以定量地說(shuō)明FDI和GDP、T的相關(guān)程度；（3）式和（4）式用來(lái)作彈性分析。

GDP=α1 β1FDI ε1………(1) T=α2 β2FDI ε2……………… （2）

lnGDP=α3 β3lnFDI ε3…(3) lnT=α4 β4lnFDI ε4……………(4)

其中(1)式和（2）式的α1和α2分別為常數(shù)項(xiàng)；β1和β2為系數(shù)，即FDI每增加一美元，GDP、T增加的美元數(shù)；ε1和ε2為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。（3）式和（4）的α3和α4是常數(shù)項(xiàng)，β3和β4為彈性系數(shù)，即FDI每增加1%，GDP、T將增加百分之幾。

根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，利用TSP軟件包，我們得到如下的回歸方程:

GDP = 3132.17 13.31FDI

（9.07） （10.22）

R2=0.8672 Adj- R2 =0.8589 D-W=0.49 F=104.44

T = 718.34 6.22FDI

（4.38） （10.04）

R2=0.8630 Adj- R2 = 0.8544 D-W=0.65 F=100.77

lnGDP = 7.28 0.284lnFDI

（58.05） （10.59）

R2=0.8751 Adj- R2 = 0.8673 D-W=0.49 F=112.06

LnT = 5.27 0.464lnFDI

（42.67） （17.55）

R2=0.9506 Adj- R2 = 0.9475 D-W=0.0.6718 F=308.05



括號(hào)中的數(shù)據(jù)為T檢驗(yàn)值。根據(jù)以上分析，F(xiàn)DI與GDP、進(jìn)出口總額的相關(guān)系數(shù)R2均在0.85以上，相關(guān)程度比較高；FDI平均每增加一億元，GDP、T將分別增加13.31億美元、6.22億美元；lnFDI與lnGDP、LnT同樣具有高度的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)分別為0.8751和0.9506；FDI平均每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，GDP、T將分別增長(zhǎng)0.284和0.464個(gè)百分點(diǎn)。

宏觀經(jīng)濟(jì)分析表明，從需求方面看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于投資需求、消費(fèi)需求、政府需求和出口需求。投資（特別是固定資產(chǎn)投資）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用十分明顯。而且，投資雖然在當(dāng)年表現(xiàn)為增長(zhǎng)的需求效應(yīng)，但一旦投資形成，在滯后幾年中則可以表現(xiàn)為產(chǎn)出的供給效應(yīng)，外商直接投資作為固定資產(chǎn)投資來(lái)源的一個(gè)部分，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的作用同樣具有當(dāng)年的需求效應(yīng)和滯后年份的供給效應(yīng)。為了更深入的了解外商直接投資的需求效應(yīng)和供給效應(yīng)，我們分別利用線性型式和對(duì)數(shù)型式的滯后分布模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)（本文僅用滯后2年的外商直接投資進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，進(jìn)而近似地替代多元滯后分布模型），結(jié)果如下：

GDP=3428.07 3.74FDI 10.77FDI（-2）

(13.39) (1.81) (5.07)

R2= 0.9493 Adj- R2 =0.9415 D-W=1.03 F=121.74

T= 899.04 2.39FDI 4.10FDI（-2）

(5.94) (1.96) (3.26)

R2= 0.9147 Adj- R2 =0.9015 D-W=0.89 F=69.66



lnGDP =7.28 0.094 lnFDI 0.210 lnFDI（-2）

(60.30) (1.43) (3.54)

R2=0.9357 Adj- R2 =0.9258 D-W=1.40 F=94.57

LnT =5.52 0.210 lnFDI 0.228 lnFDI（-2）

(48.18) (3.36) (4.04)

R2=0.9699 Adj- R2 =0.9652 D-W=0.87 F=209.32

其中，F(xiàn)DI（-2）表示兩年前的FDI數(shù)值，如1985年的FDI（-2）為1983年我國(guó)吸收的外商直接投資。上述經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的各個(gè)參數(shù)檢驗(yàn)值基本符合要求，而且各回歸方程的相關(guān)系數(shù)較前四個(gè)回歸方程的相關(guān)系數(shù)有顯著提高，因此模型是有效的。線性型式的計(jì)量模型表明，每增加1億美元FDI，可以在當(dāng)年帶來(lái)3.74億美元GDP、2.39億美元T增長(zhǎng)的需求效應(yīng)，而對(duì)數(shù)型式的計(jì)量模型則從彈性的角度作出解釋，即FDI每增加1%可以在當(dāng)年帶來(lái)0.094%GDP、0.210%T增長(zhǎng)的需求效應(yīng)；如果從供給角度分析，計(jì)量結(jié)果表明，外商直接投資每增加1億美元可以帶來(lái)10.77億美元GDP、4.10億美元T增長(zhǎng)的供給效應(yīng)，或者說(shuō)，F(xiàn)DI每增長(zhǎng)1%可以帶來(lái)0.210%GDP、0.228%T增長(zhǎng)的供給效應(yīng)。



四、結(jié)論

通過(guò)上文的實(shí)證研究，我們發(fā)現(xiàn)如下兩個(gè)問(wèn)題：一是從1994年開(kāi)始，F(xiàn)DI的絕對(duì)額增長(zhǎng)速度顯著放緩，從相對(duì)額來(lái)看FDI/GDP的值呈下降趨勢(shì)，F(xiàn)DI/T的值也停滯不前并最終在1998年開(kāi)始急劇下降；二是在考慮FDI的時(shí)滯效應(yīng)并將FDI（-2）引入經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型后，F(xiàn)DI、GDP和T的相關(guān)系數(shù)顯著提高。

第二個(gè)問(wèn)題很容易理解，這也正好印證了傳統(tǒng)理論所認(rèn)為的FDI對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的作用存在時(shí)滯效應(yīng)，即外商直接投資在當(dāng)年可以為東道國(guó)帶來(lái)需求效應(yīng)，在滯后年份將帶來(lái)供給效應(yīng)。


圖4 一年期實(shí)際存款利率和實(shí)際貸款利率圖

數(shù)據(jù)來(lái)源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》1996-2000年卷，2000年的數(shù)據(jù)為筆者添加。



針對(duì)第一個(gè)問(wèn)題，我們認(rèn)為可能是由如下一些原因所導(dǎo)致的。第一，如圖4所示，1994年我國(guó)出現(xiàn)了非常嚴(yán)重的通貨膨脹，導(dǎo)致實(shí)際存貸款利率水平達(dá)到最低點(diǎn)； 1994年以后，國(guó)家采取“雙控”，實(shí)際利率不斷上升，根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，我們知道投資需求是實(shí)際利率的減函數(shù)，即由于機(jī)會(huì)成本的提高，投資需求會(huì)隨著實(shí)際利率的上升而下降，因而從1994年開(kāi)始FDI出現(xiàn)了增長(zhǎng)放慢的趨勢(shì)；第二，1997年我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)成功實(shí)現(xiàn)軟著陸后隨即發(fā)生了亞洲金融危機(jī)，進(jìn)入2000年美國(guó)經(jīng)濟(jì)又出現(xiàn)衰退，全球經(jīng)濟(jì)不景氣，這使得外商直接投資受到全球宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的負(fù)面影響，以致1999—2000年我國(guó)實(shí)際存貸款利率下降情況下仍不能迅速回升。

綜上，我們得出如下結(jié)論：（1）FDI與我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行、對(duì)外貿(mào)易的軌跡基本平行，從一定程度上這是外商直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易貢獻(xiàn)顯著的反映。（2）FDI與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易具有較高的正相關(guān)關(guān)系：如果不引入時(shí)滯變量FDI（-2），F(xiàn)DI與GDP、T的相關(guān)系數(shù)分別達(dá)到0.8672和0.8630，如果引入時(shí)滯變量FDI（-2），相關(guān)系數(shù)可分別高達(dá)0.9493和0.9147。這說(shuō)明FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)確實(shí)存在著當(dāng)年的需求效應(yīng)和滯后年份的供給效應(yīng)。（3）根據(jù)我們利用的線性型式和對(duì)數(shù)型式的多元滯后分布模型所作的測(cè)算，F(xiàn)DI每增加1億美元，可在當(dāng)年帶來(lái)3.74億美元GDP、2.39億美元T增長(zhǎng)的需求效應(yīng)，在滯后兩年可帶來(lái)10.77億美元GDP、4.10億美元T增長(zhǎng)的供給效應(yīng)；FDI每增加1%，可以在當(dāng)年帶來(lái)0.094%GDP、0.210%T增長(zhǎng)的需求效應(yīng)，在滯后兩年帶來(lái)0.210%GDP、0.228%T增長(zhǎng)的供給效應(yīng)。（4）由于受我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、亞洲金融危機(jī) 、美國(guó)經(jīng)濟(jì)的衰退等諸多因素的影響，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)自1994年以來(lái)有所下降。

本文寫(xiě)作得到了范從來(lái)教授和沈坤榮教授的悉心指導(dǎo)，在此深表謝意。

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