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外商直接投資與經濟增長、對外貿易—基于中國的實證分析
關鍵詞：外商直接投資（FDI） 經濟增長 進出口總額（T）
一、引言
早在第二次世界大戰之前，主要發達國家的資本國際間流動就有了相當的發展，但是發展比較緩慢。戰后，隨著西歐和日本經濟的恢復，尤其是60年代后第三次科技革命所帶來的發達國家經濟迅速發展及生產國際化趨勢的急劇加強，資本國際流動開始加速，規�？涨皵U大。與戰前不同的是戰后的國際資本流動中，對外直接投資（FDI）居主要地位且發展迅速。關于外資對發展中國家經濟增長的貢獻，經濟學家們有不同的論述。其中以美國經濟學家H.錢納里和A.斯特勞特1969年創立的兩缺口模型最具代表性。該模型認為，大多數發展中國家經濟發展的歷程表明，經濟發展主要受三種因素約束：一是儲蓄約束，即國內需求水平低,不足以支持國內投資需求的擴張，影響經濟發展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經濟發展所需要的資本品和消費品進口，阻礙經濟發展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術和管理，無法有效的使用外資和各種資源，從而影響生產率的提高和經濟發展。因此，錢納里等人認為，如果發展中國家能成功利用外資便可以逐漸克服儲蓄、外匯和技術的約束，增加國民總儲蓄和總投資，進而促進經濟增長。另外一般認為外商直接投資對東道國（主要是發展中國家）的對外貿易也有顯著的拉動效應，這主要表現在三個方面:一是使東道國迅速進入全球分工體系，利用東道國的資源優勢促進出口增長，以換取本國發展所需的外匯；二是提升東道國的出口結構，由初級產品出口向工業制成品出口轉變；三是提升進口商品結構，由消費型進口轉變為生產型進口（江小涓，1999）。改革開放以來，我國利用外資從零起步，實現了快速發展，取得了長足的進步，外資已逐漸成為發展經濟和推動中外經貿交流的重要手段。本文正是在總量分析的層面上，從定性和定量兩個角度研究外商直接投資對我國經濟增長、對外貿易貢獻的問題。
二、FDI與經濟增長、對外貿易基本態勢
樣本區間為1983—2000年，這18年間我國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，增長了63.1倍。我國已連續13年成為引進外資最多的發展中國家，最新資料還表明2000年我國利用外資規模僅次于美國，居全球第二位。
表1 我國FDI與經濟增長、進出口概況
資料來源：國家統計局《新中國五十年統計資料匯編》，中國統計出版社；1999，2000年的數據為筆者根據國家公布數據添加。
注： 將GDP換算成美元時用貿易平均匯率。
1、 FDI與經濟運行態勢
從表1和圖1可以看出，1983年到1987年，外商在華投資發展緩慢；1988年到1991年，我國引進外資迅速發展；1992年到1994年我國引進和利用外資高速增長；1994年到1998年增長速度顯著放緩，1999年首次出現負增長,2000年我國初步克服亞洲金融危機的影響，利用外商直接投資出現明顯回升跡象。與此同時，可以看到，FDI與GDP的增長態勢基本相似：經濟形勢較好時，FDI增長迅速，如1992-1994年；經濟形勢惡化時，FDI的增長速度也相應的放緩，甚至出現負增長，如1997-2000年。特別值得注意的是，1994年以前，我國FDI增長的絕對額基本上是上升的；1994年以后，我國FDI的增長速度和增長絕對額顯著放緩。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，增長絕對額放緩了近一倍。
圖1 國內生產總值（GDP）與外商直接投資（FDI）混合直方圖和折線圖
說明： GDP 以左方縱坐標衡量，FDI 以右方縱坐標衡量。
2、FDI與對外貿易的運行軌跡
引進外資和對外貿易都同是在改革開放的政策下發展起來的，因而二者從一開始就有著密不可分的聯系。從表1和圖2展示的二者關系來看也證明了這一點。FDI與T的運行軌跡基本上是平行的：20多年來，我國利用外資與對外貿易均從零起步，實現了快速發展，并呈現出比較一致的發展軌跡。
圖2 進出口貿易總額（T）與外商直接投資（FDI）的混合直方圖和折線圖
說明：T以左方縱坐標表示，FDI以右方縱坐標表示
3、 FDI/GDP、FDI/T分析
我們已經知道，我國FDI與經濟增長運行軌跡、對外貿易趨勢基本一致，或者說是平行的。但是，這是否說明FDI的增加帶動了經濟增長和貿易擴大，是否說明是FDI的特殊貢獻�；诖耍覀儗DI的增加與國民經濟的增長、對外貿易的擴大加以對比，進一步探索FDI與經濟增長、對外貿易的相互關系。
圖3 FDI/T和FDI/GDP的變化趨勢圖
說明：FDI/T以左方縱坐標表示，FDI/GDP以右方縱坐標表示
表1以及圖3反映出FDI與我國GDP、進出口總額的比值在1983—1994年間基本上呈上升趨勢，尤其是1991年至1994年，FDI/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，1998—2000年FDI/T的值急劇下降，而FDI/GDP的值從1994年起就開始呈下降趨勢。這說明FDI對我國經濟增長的貢獻從1994年開始就有所下降，對我國進出口的貢獻量從1994年開始停滯不前并在1998年呈急劇下降趨勢。
總而言之，從FDI與我國經濟增長、對外貿易的基本態勢來看，外商直接投資的增長態勢與經濟增長、對外貿易的軌跡基本相似，這從一定程度上說明了FDI對我國經濟增長和對外貿易的貢獻；但是在作FDI/GDP、FDI/T分析中我們也發現，從1994年開始，FDI對我國經濟增長的貢獻已經開始下降，對進出口的貢獻從1994年開始也停滯不前，并在1998年呈急劇下降趨勢。為了定量地測定FDI對經濟增長、對外貿易的實際貢獻，并對1994年開始出現的FDI貢獻量下降的的現象作出解釋，下文將建立經濟計量模型并作計量檢驗與分析。
三、經濟計量檢驗與分析
在理論研究中，一般選用如下四個經濟計量模型來對FDI和經濟增長、對外貿易的關系作定量的分析，(1)式和（2）式用來對FDI、GDP、T三者關系作普通的回歸分析，以定量地說明FDI和GDP、T的相關程度；（3）式和（4）式用來作彈性分析。
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分別為常數項；β1和β2為系數，即FDI每增加一美元，GDP、T增加的美元數；ε1和ε2為隨機擾動項。（3）式和（4）的α3和α4是常數項，β3和β4為彈性系數，即FDI每增加1%，GDP、T將增加百分之幾。
根據表1的數據，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
括號中的數據為T檢驗值。根據以上分析，FDI與GDP、進出口總額的相關系數R2均在0.85以上，相關程度比較高；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性，相關系數分別為0.8751和0.9506；FDI平均每增長一個百分點，GDP、T將分別增長0.284和0.464個百分點。
宏觀經濟分析表明，從需求方面看，經濟增長取決于投資需求、消費需求、政府需求和出口需求。投資（特別是固定資產投資）對經濟增長的拉動作用十分明顯。而且，投資雖然在當年表現為增長的需求效應，但一旦投資形成，在滯后幾年中則可以表現為產出的供給效應，外商直接投資作為固定資產投資來源的一個部分，其對經濟增長、對外貿易的作用同樣具有當年的需求效應和滯后年份的供給效應。為了更深入的了解外商直接投資的需求效應和供給效應，我們分別利用線性型式和對數型式的滯后分布模型進行經濟計量檢驗（本文僅用滯后2年的外商直接投資進行計量檢驗，進而近似地替代多元滯后分布模型），結果如下：
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，FDI（-2）表示兩年前的FDI數值，如1985年的FDI（-2）為1983年我國吸收的外商直接投資。上述經濟計量模型的各個參數檢驗值基本符合要求，而且各回歸方程的相關系數較前四個回歸方程的相關系數有顯著提高，因此模型是有效的。線性型式的計量模型表明，每增加1億美元FDI，可以在當年帶來3.74億美元GDP、2.39億美元T增長的需求效應，而對數型式的計量模型則從彈性的角度作出解釋，即FDI每增加1%可以在當年帶來0.094%GDP、0.210%T增長的需求效應；如果從供給角度分析，計量結果表明，外商直接投資每增加1億美元可以帶來10.77億美元GDP、4.10億美元T增長的供給效應，或者說，FDI每增長1%可以帶來0.210%GDP、0.228%T增長的供給效應。
四、結論
通過上文的實證研究，我們發現如下兩個問題：一是從1994年開始，FDI的絕對額增長速度顯著放緩，從相對額來看FDI/GDP的值呈下降趨勢，FDI/T的值也停滯不前并最終在1998年開始急劇下降；二是在考慮FDI的時滯效應并將FDI（-2）引入經濟計量模型后，FDI、GDP和T的相關系數顯著提高。
第二個問題很容易理解，這也正好印證了傳統理論所認為的FDI對東道國經濟增長、對外貿易的作用存在時滯效應，即外商直接投資在當年可以為東道國帶來需求效應，在滯后年份將帶來供給效應。
圖4 一年期實際存款利率和實際貸款利率圖
數據來源:《中國統計年鑒》1996-2000年卷，2000年的數據為筆者添加。
針對第一個問題，我們認為可能是由如下一些原因所導致的。第一，如圖4所示，1994年我國出現了非常嚴重的通貨膨脹，導致實際存貸款利率水平達到最低點； 1994年以后，國家采取“雙控”，實際利率不斷上升，根據宏觀經濟學原理，我們知道投資需求是實際利率的減函數，即由于機會成本的提高，投資需求會隨著實際利率的上升而下降，因而從1994年開始FDI出現了增長放慢的趨勢；第二，1997年我國宏觀經濟成功實現軟著陸后隨即發生了亞洲金融危機，進入2000年美國經濟又出現衰退，全球經濟不景氣，這使得外商直接投資受到全球宏觀經濟環境的負面影響，以致1999—2000年我國實際存貸款利率下降情況下仍不能迅速回升。
綜上，我們得出如下結論：（1）FDI與我國經濟運行、對外貿易的軌跡基本平行，從一定程度上這是外商直接投資對我國經濟增長、對外貿易貢獻顯著的反映。（2）FDI與我國經濟增長、對外貿易具有較高的正相關關系：如果不引入時滯變量FDI（-2），FDI與GDP、T的相關系數分別達到0.8672和0.8630，如果引入時滯變量FDI（-2），相關系數可分別高達0.9493和0.9147。這說明FDI對經濟增長、對外貿易的貢獻確實存在著當年的需求效應和滯后年份的供給效應。（3）根據我們利用的線性型式和對數型式的多元滯后分布模型所作的測算，FDI每增加1億美元，可在當年帶來3.74億美元GDP、2.39億美元T增長的需求效應，在滯后兩年可帶來10.77億美元GDP、4.10億美元T增長的供給效應；FDI每增加1%，可以在當年帶來0.094%GDP、0.210%T增長的需求效應，在滯后兩年帶來0.210%GDP、0.228%T增長的供給效應。（4）由于受我國宏觀經濟環境、亞洲金融危機 、美國經濟的衰退等諸多因素的影響，FDI對我國經濟增長和對外貿易的貢獻自1994年以來有所下降。
本文寫作得到了范從來教授和沈坤榮教授的悉心指導，在此深表謝意。
江小涓，1999：《利用外資與經濟增長方式的轉變》，《管理世界》1999年第2期。
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