内容提要:本文选取1983_2000年间FDI与GDP。进出口总额T的时间序列资料,描绘了外商直接投资与经济增长。对外贸易的运行轨迹,对FDI与经济增长。对外贸易的关系作了相关分析和回归分析,并实际测算了FDI对经济增长。对外贸易的贡献。本文认为,外商直接投资对经济增长。对外贸易的贡献是显著的论文网,但是笔者也发现FDI/GDP的值从1994年就开始下降,FDI/T的值从1994年开始停滞不前并从1998年开始急剧下降,这说明由于实际利率水平及宏观经济环境。亚洲金融危机。美国经济衰退等诸多因素的影响,FDI对经济增长和对外贸易的贡献自1994年以来有所下降。

关键字:外商直接投资(FDI)经济增长进出口总额(T)

一。引言

早在第二次世界大战之前,主要发达国家的资本国际间流动就有了相当的发展,但是发展比较缓慢。战后,随着西欧和日本经济的恢复,尤其是60年代后第三次科技GM所带来的发达国家经济迅速发展及生产国际化趋势的急剧加强,资本国际流动开始加速,规模空前扩大。与战前不同的是战后的国际资本流动中,对外直接投资(FDI)居主要地位且发展迅速。关于外资对发展中国家经济增长的贡献,经济学家们有不同的论述。其中以美国经济学家H。钱纳里和A。斯特劳特1969年创立的两缺口模型最具代表性。该模型认为,大多数发展中国家经济发展的历程表明,经济发展主要受三种因素约束:一是储蓄约束,即国内需求水平低,不足以支持国内投资需求的扩张,影响经济发展;二是外汇约束,有限的外汇收入不足以支付经济发展所需要的资本品和消费品进口,阻碍经济发展;三是吸收能力约束,即由于缺乏必需的技术和管理,无法有效的使用外资和各种资源,从而影响生产率的提高和经济发展。因此,钱纳里等人认为,如果发展中国家能成功利用外资便可以逐渐克服储蓄。外汇和技术的约束,增加国民总储蓄和总投资,进而促进经济增长。另外一般认为外商直接投资对东道国(主要是发展中国家)的对外贸易也有显著的拉动效应,这主要表现在三个方面:一是使东道国迅速进入全球分工体系,利用东道国的资源优势促进出口增长,以换取本国发展所需的外汇;二是提升东道国的出口结构,由初级产品出口向工业制成品出口转变;三是提升进口商品结构,由消费型进口转变为生产型进口(江小涓,1999)[2]。改革开放以来,利用外资从零起步,实现了快速发展,取得了长足的进步,外资已逐渐成为发展经济和推动中外经贸交流的重要手段。本文正是在总量分析的层面上,从定性和定量两个角度研究外商直接投资对经济增长。对外贸易贡献的问题。

二。FDI与经济增长。对外贸易基本态势

样本区间为1983_2000年,这18年间利用外商直接投资由1983年的6。36亿美元增加到2000年的407。72亿美元,增长了63。1倍。已连续13年成为引进外资最多的发展中国家,最新资料还表明2000年利用外资规模仅次于美国,居全球第二位。

表1FDI与经济增长。进出口概况

统计局新中国五十年统计资料汇编,中国统计出版社;1999,2000年的数据为笔者根据国家公布数据添加。

注:将GDP换算成美元时用贸易平均汇率。

1。FDI与经济运行态势

从表1和图1可以看出,1983年到1987年,外商在华投资发展缓慢;1988年到1991年,引进外资迅速发展;1992年到1994年引进和利用外资高速增长;1994年到1998年增长速度显著放缓,1999年首次出现负增长,2000年初步克服亚洲金融危机的影响,利用外商直接投资出现明显回升迹象。与此同时,可以看到,FDI与GDP的增长态势基本相似:经济形势较好时,FDI增长迅速,如1992-1994年;经济形势恶化时,FDI的增长速度也相应的放缓,甚至出现负增长,如1997-2000年。特别值得注意的是,1994年以前,FDI增长的绝对额基本上是上升的;1994年以后,FDI的增长速度和增长绝对额显著放缓。如1993-1994年FDI增加了62。52亿美元,而1994-1995年仅增加了37。45亿美元,增长绝对额放缓了近一倍。

图2进出口贸易总额(T)与外商直接投资(FDI)的混合直方图和折线图

说明:T以左方纵坐标表示,FDI以右方纵坐标表示

3。FDI/GDP。FDI/T分析

我们已经知道,FDI与经济增长运行轨迹。对外贸易趋势基本一致,或者说是平行的。但是,这是否说明FDI的增加带动了经济增长和贸易扩大,是否说明是FDI的特殊贡献。此,我们将FDI的增加与国民经济的增长。对外贸易的扩大加以对比,进一步探索FDI与经济增长。对外贸易的相互关系。

理论研究中,一般选用如下四个经济计量模型来对FDI和经济增长。对外贸易的关系作定量的分析,(1)式和(2)式用来对FDI。GDP。T三者关系作普通的回归分析,以定量地说明FDI和GDP。T的相关程度;(3)式和(4)式用来作弹性分析。

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分别为常数项;β1和β2为系数,即FDI每增加一美元,GDP。T增加的美元数;ε1和ε2为随机扰动项。(3)式和(4)的α3和α4是常数项,β3和β4为弹性系数,即FDI每增加1百分号,GDP。T将增加百分之几。

根据表1的数据,利用TSP软件包,我们得到如下的回归方程:

GDP=3132。17+13。31FDI

(9。07)(10。22)

R2=0。8672Adj-R2=0。8589D-W=0。49F=104。44

T=718。34+6。22FDI

(4。38)(10。04)

R2=0。8630Adj-R2=0。8544D-W=0。65F=100。77

lnGDP=7。28+0。284lnFDI

(58。05)(10。59)

R2=0。8751Adj-R2=0。8673D-W=0。49F=112。06

LnT=5。27+0。464lnFDI

(42。67)(17。55)

R2=0。9506Adj-R2=0。9475D-W=0。0。6718F=308。05

括号中的数据为T检验值。根据以上分析,FDI与GDP。进出口总额的相关系数R2均在0。85以上,相关程度比较高;FDI平均每增加一亿元,GDP。T将分别增加13。31亿美元。6。22亿美元;lnFDI与lnGDP。LnT同样具有高度的相关性,相关系数分别为0。8751和0。9506;FDI平均每增长一个百分点,GDP。T将分别增长0。284和0。464个百分点。

宏观经济分析表明,从需求方面看,经济增长取决于投资需求。消费需求。政府需求和出口需求。投资(特别是固定资产投资)对经济增长的拉动作用十分明显。而且,投资虽然在当年表现为增长的需求效应,但一旦投资形成,在滞后几年中则可以表现为产出的供给效应,外商直接投资作为固定资产投资来源的一个部分,其对经济增长。对外贸易的作用同样具有当年的需求效应和滞后年份的供给效应。为了更深入的了解外商直接投资的需求效应和供给效应,我们分别利用线性型式和对数型式的滞后分布模型进行经济计量检验(本文仅用滞后2年的外商直接投资进行计量检验,进而近似地替代多元滞后分布模型),结果如下:

GDP=3428。07+3。74FDI+10。77FDI(-2)

(13。39)(1。81)(5。07)

R2=0。9493Adj-R2=0。9415D-W=1。03F=121。74

T=899。04+2。39FDI+4。10FDI(-2)

(5。94)(1。96)(3。26)

R2=0。9147Adj-R2=0。9015D-W=0。89F=69。66

lnGDP=7。28+0。094lnFDI+0。210lnFDI(-2)

(60。30)(1。43)(3。54)

R2=0。9357Adj-R2=0。9258D-W=1。40F=94。57

LnT=5。52+0。210lnFDI+0。228lnFDI(-2)

(48。18)(3。36)(4。04)

R2=0。9699Adj-R2=0。9652D-W=0。87F=209。32

其中,FDI(-2)表示两年前的FDI数值,如1985年的FDI(-2)为1983年吸收的外商直接投资。上述经济计量模型的各个参数检验值基本符合要求,而且各回归方程的相关系数较前四个回归方程的相关系数有显著提高,因此模型是有效的。线性型式的计量模型表明,每增加1亿美元FDI,可以在当年带来3。74亿美元GDP。2。39亿美元T增长的需求效应,而对数型式的计量模型则从弹性的角度作出解释,即FDI每增加1百分号可以在当年带来0。094百分号GDP。0。210百分号T增长的需求效应;如果从供给角度分析,计量结果表明,外商直接投资每增加1亿美元可以带来10。77亿美元GDP。4。10亿美元T增长的供给效应,或者说,FDI每增长1百分号可以带来0。210百分号GDP。0。228百分号T增长的供给效应。

四。结论

通过上文的实证研究,我们发现如下两个问题:一是从1994年开始,FDI的绝对额增长速度显著放缓,从相对额来看FDI/GDP的值呈下降趋势,FDI/T的值也停滞不前并最终在1998年开始急剧下降;二是在考虑FDI的时滞效应并将FDI(-2)引入经济计量模型后,FDI。GDP和T的相关系数显著提高。

第二个问题很容易理解,这也正好印证了传统理论所认为的FDI对东道国经济增长。对外贸易的作用存在时滞效应,即外商直接投资在当年可以为东道国带来需求效应,在滞后年份将带来供给效应。

环境的负面影响,以致1999_2000年实际存贷款利率下降情况下仍不能迅速回升。

综上,我们得出如下结论:(1)FDI与经济运行。对外贸易的轨迹基本平行,从一定程度上这是外商直接投资对经济增长。对外贸易贡献显著的反映。(2)FDI与经济增长。对外贸易具有较高的正相关关系:如果不引入时滞变量FDI(-2),FDI与GDP。T的相关系数分别达到0。8672和0。8630,如果引入时滞变量FDI(-2),相关系数可分别高达0。9493和0。9147。这说明FDI对经济增长。对外贸易的贡献确实存在着当年的需求效应和滞后年份的供给效应。(3)根据我们利用的线性型式和对数型式的多元滞后分布模型所作的测算,FDI每增加1亿美元,可在当年带来3。74亿美元GDP。2。39亿美元T增长的需求效应,在滞后两年可带来10。77亿美元GDP。4。10亿美元T增长的供给效应;FDI每增加1百分号,可以在当年带来0。094百分号GDP。0。210百分号T增长的需求效应,在滞后两年带来0。210百分号GDP。0。228百分号T增长的供给效应。(4)由于受宏观经济环境。亚洲金融危机。美国经济的衰退等诸多因素的影响,FDI对经济增长和对外贸易的贡献自1994年以来有所下降。[i]

[1]本文写作得到了范从来教授和沈坤荣教授的悉心指导,在此深表谢意。

[2]江小涓,1999:利用外资与经济增长方式的转变,管理世界1999年第2期。

[i]参考文献:

江小涓,1999:利用外资与经济增长方式的转变,管理世界第2期。

沈坤荣,1998;国际资本流动与经济稳定增长,中国社会科学出版社。

赵晋平,2001,利用外资与国际收支平衡,管理世界第3期。

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黄华民外商直接投资与实质经济关系的实证分析,南开经济研究,2000

H．钱纳里,工业化和经济增长比较研究上海三联书店,上海人民出版社,1995。

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