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[摘 要] 选取1981-2007年间我国GDP和实际利用的外商直接投资额等数据，利用协整检验技术对外国直接投资与中国经济发展之间的关系进行实证研究，说明两者之间存在长期稳定关系，进而以内生增长理论为基础，进行回归分析，表明在我国经济发展的不同阶段，外商直接投资对我国经济增长的促进作用是不相同的，并据此提出相关的政策建议。
[关键词] FDI ADF检验 协整检验 C-D生产函数
一、引言
外商直接投资与中国经济发展的关系一直是国内外学术界研究的热点。改革开放30年来，外商直接投资(FDI)在促进中国的经济增长方面起到了重要作用。1991年以前，外商直接投资(FDI)开始进入中国，但投资的规模不大。到1992年，外商投资迅猛增加，掀起第一次投资高潮。受1997年东南亚金融危机的影响，1998、1999、2000年这三年外商投资出现回落。2001年外商直接投资开始大幅回升，并于2002年达到新的高潮。同一时期，我国的国内生产总值(GDP)由1981年的4891.6亿元增加到2007年的246619亿元。过去的30年中，引进外资战略成为我国对外开放的关键环节，外资对于中国国民经济的各个方面都发挥了重要的作用。但是，FDI在多大程度上促进了我国经济增长、在我国经济发展的各阶段FDI对经济增长的贡献大小如何等问题还需要冷静的思考。
二、文献综述
从国外来看，Saltz对75个发展中国家1970～1980年间的相关数据进行了实证分析，FDI作为一个独立变量其回归系数为负并且统计显著。Saltz据此得出结论，有大量FDI的发展中国家其增长率通常比预期要低。Borensztien，De Gregorio和Lee认为，FDI是引进新技术的重要渠道，当一个国家的劳动力达到一定水平，使它能够利用FDI溢出效应时，FDI有一个正的增长效应。Leonard K.Cheng与Yum K.Kwan对中国大陆FDI的研究认为，FDI的选址由相对获利性定。从国内来看，一些学者认为FDI与经济增长之间存在显著的影响，也有学者认为中国的经济增长是中国获得的FDI增加的因素之一。花俊、顾朝林等研究后则认为，在外资比较集中的东部沿海地区，外资与经济增长并不存在显著的因果关系。陈继海根据1990～2001的数据，利用Granger因果关系检验得到在全国样本条件下实际GDP增长率在Granger意义上构成实际FDI增长的原因，而反之则不成立。
以上学者的研究成果大都认为FDI与经济增长之间有成正相关关系，根据邓宁的投资发展周期论，国内不少学者认为，我国已完成了第一阶段(较少接受直接投资，也没有对外投资，净对外投资为负)向第二阶段(吸收外资增加，但对外直接投资仍然为零或很少，净对外投资额为负数，并且随GDP的提高而日益扩大)的过渡，目前正处于第二阶段。
三、实证分析
本文采用内生增长理论来研究FDI对中国经济的影响问题。内生增长理论认为经济增长的源泉是内生的；人均投资收益率与人均产出增长率是人力资本存量的递减函数；随着时间的推移,各国的工资率和产出比将会趋同；在无外生的技术变化和有正的人口增长率的条件下，经济就会收敛于一个人均水平不变的稳定状态，亦即经济进入零增长状态。本文试图通过实证分析在中国经济发展的各阶段FDI对中国经济增长促进作用的大小，即FDI对中国经济增长的阶段性影响。
1、数据选取与样本空间确定
由于中国从1979年开始实行改革开放政策以后，最初几年的FDI非常小，因此本文仅选用1981～2007年的数据作为样本。为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取对数为ln(GDP)和ln(FDI),其相应的一阶差分序列为Dln(GDP)和Dln(FDI)。
2、实证检验方法
由于本文采用的是时间序列数据，为避免谬误回归等问题，在最终确立计量回归模型前，必须对所涉及的时间序列变量进行平稳性和协整关系检验。
3、实证分析及结果
(一)模型及数据
本文将以内生增长理论为基础，根据柯布-道格拉斯生产函数，对式两边取对数得线性化函数：
(二)时间序列变量的平稳性检验(ADF检验)
本文采用的是时间序列数据，因此在对其进行分析时，要求时间序列必须是平稳的，即每个时间序列的均值与时间t无关，并且围绕一个均值波动，并且有向其收敛的趋势，否则将会产生“谬误回归”问题。从图1可以看到，两个变量均表现出非平稳的特征，其中，ln(FDI)于1992到1993年出现大的波动，主要是由于1992年改变外资政策引起的。但是从图2可以看到，两个变量的一阶差分则基本上表现出平稳的特征。
(三)单位根检验
鉴于时间序列可能存在非平稳性，为避免伪回归问题，首先对ln(GDP)、ln(FDI)、ln(K)、ln(L)进行单位根检验。ADF检验结果显示：在显著性水平为5%情况下，它们都是非平稳序列,其一阶差分Dln(GDP)、Dln(FDI)、Dln(K)和Dln(L)是平稳序列,即这四个序列都是一阶单整的。因此，ln(GDP)、ln(FDI)、ln(K)和ln(L)都是自身非平稳，一阶差分后平稳。由此，需要进行进一步的分析，以验证两者之间是否存在长期的均衡关系。
(四)协整检验与回归分析
由前面的分析可以看出，FDI对GDP有一定的贡献作用，下面对其做回归分析来检验其贡献程度。我们先对全部数据做OLS回归，然后再按照划分的两个阶段分别做OLS回归，从而进行对比分析。
(1)对1981-2007整个进行回归。使用广义差分法消除一阶自相关，得：
ln(GDP)=-8.565+0.133ln(FDI)+0.575ln(K)+1.159ln(L)……(1)
其中常数项C，ln(FDI)，ln(K)，ln(L)的t统计值均通过检验，拒绝零假设，上述假设均成立。D-W值也显示不存在一阶序列相关
(2)对1981-1994的数据进行回归。得：
ln(GDP)=-8.427+0.242ln(FDI)+0.296ln(K)+1.303ln(L)……(2)
其中常数项C，ln(FDI)，ln(K)，ln(L)的t统计值均通过检验，拒绝零假设，上述假设均成立。D-W值也显示不存在一阶序列相关
(3)对1995-2007的数据进行回归。得：
ln(GDP)=-24.137+0.025ln(FDI)+0.458ln(K)+2.739ln(L)……(3)
其中常数项C，ln(K)，ln(L)的t统计值均通过检验，拒绝零假设，D-W值也显示不存在一阶序列相关。而ln(FDI)的t统计值较小，其系数估计值也较小，F值显示方程整体拟合度较高，说明ln(FDI)一项对ln(GDP)的影响很小。我们对样本扩容至1994-2007、甚至1993-2007都得出类似的结果。
(1)根据各样本空间得到的回归结果显示，模型的拟合程度较高，且衡量回归系数的总体显著性水平的指标F-statistic较高，说明方程总体来说可以描述各自变量因素对应变量GDP增长的促进作用。
(2)从回归系数及其显著性来看，根据1981-2007年和1981-1994的样本数据得到的回归系数及其t检验值要优于根据1995-2007年的数据得到的结果，即从FDI对GDP增长的促进作用来看，从1981-2007年，lnFDI一个百分点的变动可以解释lnGDP0.133个百分点的变动，从1981-1994年，lnFDI一个百分点的变动可以解释lnGDP0.242个百分点的变动，说明在前一阶段FDI对GDP的影响较大，且大于整体值；而从1995-2007年，lnFDI一个百分点的变动可以解释lnGDP0.025个百分点的变动，且t检验值小于临界值，说明1995年之后FDI对GDP的影响非常小。
(五)格兰杰因果检验
前面已经确定了两者的长期平稳关系，但是还不能确定两者的因果关系，下面将利用格兰杰检验法检验两者之间的因果关系。此处无论滞后期取值从1到6，进行lnF和lnG之间格兰杰因果关系检验后，得出结果为：在5%的显著性水平下，均无法拒绝以上两个原假设，即认为lnG和lnF的互为因果效应并不显著。
四、结论和建议
本文依据数量经济模型，对FDI与经济增长的时间序列进行了单位根检验，并对两者之间的关系进行了协整分析和格兰杰因果关系检验。得到以下三点结论：
(1)单位根检验结果表明，lnG和lnF均为非平稳序列，且均为一阶单整序列，两者存在协整关系，即FDI的增长与GDP的增长存在长期稳定的均衡关系。这说明FDI的确有效的促进了中国经济的长期增长。
(2)从Granger因果关系检验来看，在5%的显著性水平下，均无法拒绝以上两个原假设，即认为lnG和lnF的互为因果效应并不显著。但接受后者的可能性更大一些，即相比较而言，FDI对GDP的增长具有一定的促进作用。
(3)从回归结果可以看到，不同时期FDI对中国经济增长的贡献不同，可以解释为在我国改革开放的早期，由于国内金融资本匮乏，因此引进外商直接投资对中国经济增长的促进作用十分明显。
鉴于上述理论及实证分析结论，我国作为一个发展中大国，要充分利用技术落后的后发优势，通过跨国公司的直接投资这一渠道积极主动地吸收其先进技术。目前应该注重采取措施提高外商直接投资的质量，尤其更应该注重发展外商直接投资的技术优势，形成一套提高外商直接投资效率的引导机制。
(1)吸收外国直接投资带来的先进技术，必须要有足够的人力资本存量。如果东道国有一定的科技人才，跨国公司才有可能在东道国安排一些研究与开发项目，培训当地高级技术人才，以降低人力资源的成本和更好地使产品当地化。
(2)保持市场的充分竞争性。跨国公司的惟一目的是获得最大利润，这一动机决定其技术转移在促进东道国技术进步方面有着不可避免的局限性。要克服这种局限性，就应保持市场的充分竞争性，只有竞争才能促进跨国公司最大可能地转让技术。
(3)要为国内企业创造与外资企业平等的竞争环境，形成国内竞争者。短期内与外资企业相比尚不具备竞争能力的一些领域，要积极引进多家跨国公司的投资，并且注重引进后的模仿创新，最终实现自主创新，形成跨国公司投资企业之间的竞争。
参 考 文 献
[1]陈浪南，陈景煌.外国直接投资对中国经济增长影响的经验研究.世界经济，2002；(6)：20-26
[2]杜江.外国直接投资与中国经济发展的经验分析[J].世界经济，2002.8
[3]江锦凡，(2004)“外国直接投资在中国经济增长中的作用机制”，《世界经济》第1期。
[4]任永菊.外商直接投资与中国经济增长之间关系的实证分析。经济科学，2003；(5)：113-120
[5]沈坤荣、耿强，(2001)“外国直接投资、技术外溢与内生经济增长”，《中国社会科学》第5期。
[6]吴涌超.外商直接投资与中国经济增长的实证分析[J].财经理论与实践，2004.5
[7]岳朝龙，陆磊.外商直接投资与我国经济增长关系的协整分析.运筹与管理，2005；(10)：155-159
[8]张军，(2005)《资本形成、投资效率与中国的经济增长——实证研究》，清华大学出版社。■
[关键词] FDI ADF检验 协整检验 C-D生产函数
一、引言
外商直接投资与中国经济发展的关系一直是国内外学术界研究的热点。改革开放30年来，外商直接投资(FDI)在促进中国的经济增长方面起到了重要作用。1991年以前，外商直接投资(FDI)开始进入中国，但投资的规模不大。到1992年，外商投资迅猛增加，掀起第一次投资高潮。受1997年东南亚金融危机的影响，1998、1999、2000年这三年外商投资出现回落。2001年外商直接投资开始大幅回升，并于2002年达到新的高潮。同一时期，我国的国内生产总值(GDP)由1981年的4891.6亿元增加到2007年的246619亿元。过去的30年中，引进外资战略成为我国对外开放的关键环节，外资对于中国国民经济的各个方面都发挥了重要的作用。但是，FDI在多大程度上促进了我国经济增长、在我国经济发展的各阶段FDI对经济增长的贡献大小如何等问题还需要冷静的思考。
二、文献综述
从国外来看，Saltz对75个发展中国家1970～1980年间的相关数据进行了实证分析，FDI作为一个独立变量其回归系数为负并且统计显著。Saltz据此得出结论，有大量FDI的发展中国家其增长率通常比预期要低。Borensztien，De Gregorio和Lee认为，FDI是引进新技术的重要渠道，当一个国家的劳动力达到一定水平，使它能够利用FDI溢出效应时，FDI有一个正的增长效应。Leonard K.Cheng与Yum K.Kwan对中国大陆FDI的研究认为，FDI的选址由相对获利性定。从国内来看，一些学者认为FDI与经济增长之间存在显著的影响，也有学者认为中国的经济增长是中国获得的FDI增加的因素之一。花俊、顾朝林等研究后则认为，在外资比较集中的东部沿海地区，外资与经济增长并不存在显著的因果关系。陈继海根据1990～2001的数据，利用Granger因果关系检验得到在全国样本条件下实际GDP增长率在Granger意义上构成实际FDI增长的原因，而反之则不成立。
以上学者的研究成果大都认为FDI与经济增长之间有成正相关关系，根据邓宁的投资发展周期论，国内不少学者认为，我国已完成了第一阶段(较少接受直接投资，也没有对外投资，净对外投资为负)向第二阶段(吸收外资增加，但对外直接投资仍然为零或很少，净对外投资额为负数，并且随GDP的提高而日益扩大)的过渡，目前正处于第二阶段。
三、实证分析
本文采用内生增长理论来研究FDI对中国经济的影响问题。内生增长理论认为经济增长的源泉是内生的；人均投资收益率与人均产出增长率是人力资本存量的递减函数；随着时间的推移,各国的工资率和产出比将会趋同；在无外生的技术变化和有正的人口增长率的条件下，经济就会收敛于一个人均水平不变的稳定状态，亦即经济进入零增长状态。本文试图通过实证分析在中国经济发展的各阶段FDI对中国经济增长促进作用的大小，即FDI对中国经济增长的阶段性影响。
1、数据选取与样本空间确定
由于中国从1979年开始实行改革开放政策以后，最初几年的FDI非常小，因此本文仅选用1981～2007年的数据作为样本。为消除数据中存在的异方差，分别对两个变量取对数为ln(GDP)和ln(FDI),其相应的一阶差分序列为Dln(GDP)和Dln(FDI)。
2、实证检验方法
由于本文采用的是时间序列数据，为避免谬误回归等问题，在最终确立计量回归模型前，必须对所涉及的时间序列变量进行平稳性和协整关系检验。
3、实证分析及结果
(一)模型及数据
本文将以内生增长理论为基础，根据柯布-道格拉斯生产函数，对式两边取对数得线性化函数：
(二)时间序列变量的平稳性检验(ADF检验)
本文采用的是时间序列数据，因此在对其进行分析时，要求时间序列必须是平稳的，即每个时间序列的均值与时间t无关，并且围绕一个均值波动，并且有向其收敛的趋势，否则将会产生“谬误回归”问题。从图1可以看到，两个变量均表现出非平稳的特征，其中，ln(FDI)于1992到1993年出现大的波动，主要是由于1992年改变外资政策引起的。但是从图2可以看到，两个变量的一阶差分则基本上表现出平稳的特征。
(三)单位根检验
鉴于时间序列可能存在非平稳性，为避免伪回归问题，首先对ln(GDP)、ln(FDI)、ln(K)、ln(L)进行单位根检验。ADF检验结果显示：在显著性水平为5%情况下，它们都是非平稳序列,其一阶差分Dln(GDP)、Dln(FDI)、Dln(K)和Dln(L)是平稳序列,即这四个序列都是一阶单整的。因此，ln(GDP)、ln(FDI)、ln(K)和ln(L)都是自身非平稳，一阶差分后平稳。由此，需要进行进一步的分析，以验证两者之间是否存在长期的均衡关系。
(四)协整检验与回归分析
由前面的分析可以看出，FDI对GDP有一定的贡献作用，下面对其做回归分析来检验其贡献程度。我们先对全部数据做OLS回归，然后再按照划分的两个阶段分别做OLS回归，从而进行对比分析。
(1)对1981-2007整个进行回归。使用广义差分法消除一阶自相关，得：
ln(GDP)=-8.565+0.133ln(FDI)+0.575ln(K)+1.159ln(L)……(1)
其中常数项C，ln(FDI)，ln(K)，ln(L)的t统计值均通过检验，拒绝零假设，上述假设均成立。D-W值也显示不存在一阶序列相关
(2)对1981-1994的数据进行回归。得：
ln(GDP)=-8.427+0.242ln(FDI)+0.296ln(K)+1.303ln(L)……(2)
其中常数项C，ln(FDI)，ln(K)，ln(L)的t统计值均通过检验，拒绝零假设，上述假设均成立。D-W值也显示不存在一阶序列相关
(3)对1995-2007的数据进行回归。得：
ln(GDP)=-24.137+0.025ln(FDI)+0.458ln(K)+2.739ln(L)……(3)
其中常数项C，ln(K)，ln(L)的t统计值均通过检验，拒绝零假设，D-W值也显示不存在一阶序列相关。而ln(FDI)的t统计值较小，其系数估计值也较小，F值显示方程整体拟合度较高，说明ln(FDI)一项对ln(GDP)的影响很小。我们对样本扩容至1994-2007、甚至1993-2007都得出类似的结果。
(1)根据各样本空间得到的回归结果显示，模型的拟合程度较高，且衡量回归系数的总体显著性水平的指标F-statistic较高，说明方程总体来说可以描述各自变量因素对应变量GDP增长的促进作用。
(2)从回归系数及其显著性来看，根据1981-2007年和1981-1994的样本数据得到的回归系数及其t检验值要优于根据1995-2007年的数据得到的结果，即从FDI对GDP增长的促进作用来看，从1981-2007年，lnFDI一个百分点的变动可以解释lnGDP0.133个百分点的变动，从1981-1994年，lnFDI一个百分点的变动可以解释lnGDP0.242个百分点的变动，说明在前一阶段FDI对GDP的影响较大，且大于整体值；而从1995-2007年，lnFDI一个百分点的变动可以解释lnGDP0.025个百分点的变动，且t检验值小于临界值，说明1995年之后FDI对GDP的影响非常小。
(五)格兰杰因果检验
前面已经确定了两者的长期平稳关系，但是还不能确定两者的因果关系，下面将利用格兰杰检验法检验两者之间的因果关系。此处无论滞后期取值从1到6，进行lnF和lnG之间格兰杰因果关系检验后，得出结果为：在5%的显著性水平下，均无法拒绝以上两个原假设，即认为lnG和lnF的互为因果效应并不显著。
四、结论和建议
本文依据数量经济模型，对FDI与经济增长的时间序列进行了单位根检验，并对两者之间的关系进行了协整分析和格兰杰因果关系检验。得到以下三点结论：
(1)单位根检验结果表明，lnG和lnF均为非平稳序列，且均为一阶单整序列，两者存在协整关系，即FDI的增长与GDP的增长存在长期稳定的均衡关系。这说明FDI的确有效的促进了中国经济的长期增长。
(2)从Granger因果关系检验来看，在5%的显著性水平下，均无法拒绝以上两个原假设，即认为lnG和lnF的互为因果效应并不显著。但接受后者的可能性更大一些，即相比较而言，FDI对GDP的增长具有一定的促进作用。
(3)从回归结果可以看到，不同时期FDI对中国经济增长的贡献不同，可以解释为在我国改革开放的早期，由于国内金融资本匮乏，因此引进外商直接投资对中国经济增长的促进作用十分明显。
鉴于上述理论及实证分析结论，我国作为一个发展中大国，要充分利用技术落后的后发优势，通过跨国公司的直接投资这一渠道积极主动地吸收其先进技术。目前应该注重采取措施提高外商直接投资的质量，尤其更应该注重发展外商直接投资的技术优势，形成一套提高外商直接投资效率的引导机制。
(1)吸收外国直接投资带来的先进技术，必须要有足够的人力资本存量。如果东道国有一定的科技人才，跨国公司才有可能在东道国安排一些研究与开发项目，培训当地高级技术人才，以降低人力资源的成本和更好地使产品当地化。
(2)保持市场的充分竞争性。跨国公司的惟一目的是获得最大利润，这一动机决定其技术转移在促进东道国技术进步方面有着不可避免的局限性。要克服这种局限性，就应保持市场的充分竞争性，只有竞争才能促进跨国公司最大可能地转让技术。
(3)要为国内企业创造与外资企业平等的竞争环境，形成国内竞争者。短期内与外资企业相比尚不具备竞争能力的一些领域，要积极引进多家跨国公司的投资，并且注重引进后的模仿创新，最终实现自主创新，形成跨国公司投资企业之间的竞争。
参 考 文 献
[1]陈浪南，陈景煌.外国直接投资对中国经济增长影响的经验研究.世界经济，2002；(6)：20-26
[2]杜江.外国直接投资与中国经济发展的经验分析[J].世界经济，2002.8
[3]江锦凡，(2004)“外国直接投资在中国经济增长中的作用机制”，《世界经济》第1期。
[4]任永菊.外商直接投资与中国经济增长之间关系的实证分析。经济科学，2003；(5)：113-120
[5]沈坤荣、耿强，(2001)“外国直接投资、技术外溢与内生经济增长”，《中国社会科学》第5期。
[6]吴涌超.外商直接投资与中国经济增长的实证分析[J].财经理论与实践，2004.5
[7]岳朝龙，陆磊.外商直接投资与我国经济增长关系的协整分析.运筹与管理，2005；(10)：155-159
[8]张军，(2005)《资本形成、投资效率与中国的经济增长——实证研究》，清华大学出版社。■