东北财经大学
硕士学位论文
外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
姓名：董庆生
申请学位级别：硕士
专业：西方经济学
指导教师：刘凤芹
2002.12.1
内容提要
Ill
内容提要
／
f巍20 HI逢纪70年代本嚣放叛来，串蓬啜枝载终亵奁接援姿(FDI)已经在
发赓审国家里名列第一。而段，中国也是世界上第二大吸收外资的龋家，仅次
于美豳。与此同时，我国的GDP总额从1979年的4038．2亿元增加剐2001年
弱95933识元，增长了19倍。蔫名静冶罗德一多舄模黧表弱，资本豹增舾与
经济增长存在着密切的正相关关系。外国直接投资对经济发展的作用是显丽易
见的。FDI一方丽增加了总缀资本的供给，加速了资金积累，提高了一国资本
形残豹隶孚；另一方瑟，FDI逶过竞争环境豹改善，正瑟秘技术弓l遴，外部经
济和滋出效应的加速，提高了资本生产艘效攀。这一切都促进了经济的增长。
因此，吸引FDI是一国经济发展战略的熏要内容和基本组成部分。那么，外商
直接投资辩我国纳经济穗长蠲底裔多大翁箨髑?努裔壹接投资与我瀚豹经济增
长之阀是否存在一种长期稳定均缀关系?终巍矗接投资与我国的经济增长之间
是否j罕在因果关系等一些问题，如果能通过实证分析阐述这些问题，这将为我
园豹矫资政策起溺积极韵支持{辛蹋，同辩氇是对过去20多年来嗣溺矫资经验构
总结。尤其我国翔入WTO斌，遴入我犀懿辨姿可摄有裁的突破，就铨囊褒接
投资对我国经济增长的影响进行分析，无疑具有较强的现实意义。∥
本文首先讨论了外商壹接投资在我国发殿的历史、瓒状及贡献。通过对经
济增长豹苓闲理论框蘩内的～般分板，霹||；l褥出夕}囊壹援授资怼经济增长熬礁
有促进作用。接着对外商直接投资对我豳经济发展各方面的影响进行实证分析。
然后分析了井商擞接投资与我国经济增长之闻的裙关性：进而运用协整理论和
误差揍正挨整(ECM)从长期秘鬟期分辑了终亵壹接投瓷砖我嚣经济增长瓣影
晴作用；实证结果表明，从长期来看，FDI增长与GDP增长之间存在稳定的均
衡关系，FDl对我国的GDP产生一定程度的影响。并麒是一种正向关系，即
FDl瓣我嚣经济豹长期增长起了获极稳健进稼溺。因毙，我国瘫继续积板浆暖
引外商直接投资，以促进我国的缀济增长。从反映短期动态关系的误差修正模
型(EcM)可以看出，FDI的波动与国内生产总值的波动是一种正向关系，即
短期漆FDI豹增凝挺遂了经济增长，瞧系数誉离说甥井懿蹇接授资辩我番经济
总量增长率的贡献还不是很离。最后，更进一步地讨论了这种相关关系是否构
内窨提要
■s!!_,,Ull, illi,i ii!U￡,l i,,,,I,I -
成因粜关系。通过格兰杰(Granger)因粜检验发现：在5％显著性水平下，FDI
的增长率与簪内象产总值增长率之闯存在互为因采鹩关系。签予这种爨栗关系，
羯造VAR攒型来讨论瓶者阈糖互促进的关系。实证结果表明：我国引进终资的
政策达到了预期的目的。
关键词：终亵壹犊投资经济增长协蹩误差修难模型格兰杰因果
ABSTRACT
II
ABSTRACT
Since the opening of China at the end of 1970’，FDI attracted by China has
been No．1 in the developing countries．In addition，China is also the second largest
country in inviting FDI，following only the United States．At the same time，China’S
GDP has increased from 403．82 billion yuan in 1979 to 9593．3 billion yuan in
2001．nearly 19 times．n伦well-known Harrod-Domar model shows that there is a
close positive correlation between the capital and economic growth．111e effect of
FDI on economic development is obvious．On one hand，FDI increases the supply of
capital stock，accelerates capital accumulation，and improves the level of capital
formation of a country．FDI，on the other hand，raises the capital productivity by
improving competition environments，introducing positive technologies and
accelerating externality and spillover effects．They all promote the growth of
economy．Therefore，attracting FDI is an important content and an elementary
component of one country’S developing strategy．So，if we can elaborate the
problems by empirical analysis，such as to what extent does FDI influence GDP of
China?；Is there a long-run stable equilibrium relationship and causality between
FDI and China’S economic growth?，the answers will produce positive roles on
China’s foreign capital policy,and sum up the experiences of utilizing foreign
investment in the past 20 years as well．Especially、椭tll the entry into the WTO．
China will have a new breakthrough in attracting FDI．So，undoubtedly,there is a
strong practical significance to analyze the effects of FDI on economic growth of
China．
11lis paper firstly discusses FDI’S history,current situation and contributions in
China．We find that,indeed,FDI has a stimulative effect on economic growth by
analyzing general economic growth theories in some frameworks．Secondly,we
make an empirical analysis about FDI’S effects on severaI sections of China
economic development and correlation relationship between FDI and economic
ABSTRACT
growth．Furthermore，we analyze the effect of FDI on China economic growth in the
long term and in the short term by utilizing CO-integration and error correction model
(ECM)．Empirical results show that，in the long term，there is a stable equilibrium
relationsMp between the growth of FDI and economic growth in China．FDI has
effects on GDP to some extent，and such effects are positive，i．e．FDI plays a
positive promotive role on China’S economic growth in the long term．Therefore，
China is supposed to continue attracting FDI actively in order to fllrther economic
growth of China．ECM model，which reports dynamic relationship in the short term，
shows that there is a positive relationship between the fluctuation of FDI and
fluctuation of GDP,i．e．in the short term，the increase of FDI stimulates economic
growth，but the lower coefficient illustrates that the FDI’S contribution tO the growth
rate of China’s GDP is not significant．Finally，we discuss whether the correlation
relationship indicates causality between FDI and economic growth in China．From
Granger causality test．we find that in the level of 5％significance，there is a
causality relationship between growth rate of FDI and that of GDE Considering the
causality relationship，We establish a VAR model to discuss the mutual promotive
relationship．The result of empirical analysis shows that the policy of attracting FDI
reaches its expected purpose．
Key words：foreign direct investment
error correction model
economic growth CO—integration
Granger causality
导言一
导言
一、研究对象和有关概念的说明
在我国利用的外资中，吸收利用外商直接投资(Foreign Direct Investment，
FDI)已成为主要形式。从我国实际利用外资的流量即新增额来看，自从1992
年FDI在我国实际利用外资额中所占比重超过对外借款以后，一直占据主导地
位。到1998年FDI所占比重已高达77．64％，1999年和2000年分别高达76．57％
和68．59％，而对外借款所占比重自1994年以来则稳定在21％左右。从我国实
际利用外资的存量即累计额来看，到1999年底，我国实际利用外资额累计达
4595．64亿美元，其中外商直接投资为3059．22亿美元，占实际利用外资累计额
的比重为66．57％；对外借款为1373．39亿美元，占实际利用外资累计额的比重
为29．89％。到2000年底，我国实际利用外资额累计达5189．2亿美元，其中外
商直接投资为3466．37亿美元，占实际利用外资累计额的比重为66．8％。因此，
人们现在所说的利用外资，已经在很大程度上就是指吸收利用外商直接投资。
随着我国吸收利用外商直接投资的规模不断扩大，外商直接投资对我国国
民经济发展的影响日益增强，已经具有举足轻重的地位。吸收利用外商直接投
资对推动我国经济的发展起了积极的作用，使我国从利用外商直接投资中获得
了较多的利益。著名的哈罗德一多马模型表明，资本的增加与经济增长存在着
密切的正相关关系，外国直接投资对经济发展的作用是显而易见的。FDI一方
面增加了总量资本的供给，加速了资金积累，提高了一国资本形成的水平：另
一方面，FDI通过竞争环境的改善，正面的技术引进，外部经济和溢出效应的
加速，提高了资本生产的效率，这一切都促进了经济的增长。因此，吸引FDI
是一国经济发展战略的重要内容和基本组成部分。那么，外商直接投资与我国
的经济增长之间是否存在一种长期稳定的关系?FDI对我国的经济增长到底有
多大的作用?对这些作用如何评估?如果能通过实证分析阐述这些问题，并得
到相关结论，会对我国的外资政策起到积极的支持作用，同时也是对过去20
多年来利用外资经验的总结。尤其我国加入WTO后，进入我国的外资可望有
新的突破，就外商直接投资对我国经济增长的影响进行分析，无疑具有较强的
2 外两直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
现实意义。因此，本文把外商直接投资与我国经济增长的关系和影响作为研究
对象。
为了便于研究外商直接投资与我国经济增长的关系和影响，有必要对外商直
接投资和经济增长的概念加以明确：
(一)关于外商直接投资的概念
国际投资即国际问发生的投资行为，包括两种最主要的形式：国际直接投
资和国际间接投资。国际间接投资主要是指国际证券投资和国外贷款等形式的
投资；国际直接投资则是指以取得和拥有国外企业的经营控制权为特征，以获
得利润和其他利益为目的的投资。这是‘‘涉及到工厂和土地等生产资料所有权”，
或“股票所有权是股东控制了厂商的经营活动的投资”。。区分国际直接投资与
国际间接投资的重要标志是投资者是否能够有效地控制作为投资对象的外国企
业。
国际直接投资又称为对外直接投资、外国直接投资或外商直接投资，尽管
提法有所不同，但它们的含义是相同的。我国把吸收利用的国际直接投资称之
为外商直接投资，而不称为外国直接投资。这是因为，我国吸收利用的国际直
接投资不仅来源于一些国家，而且还有相当一部分来自我国的香港、澳门和台
湾地区。而香港、澳门和台湾地区与祖国内地之间的投资关系，是在一个主权
国家内，不同社会经济制度下的几个相对独立的投资体系之间的关系，不是外
国投资者与我国之间的国家间投资关系。由此，“外商直接投资”中的“外商”，
既包括外国投资者，也包括香港、澳门和台湾地区的投资者。所以，在本文中
采用“外商直接投资”这一提法。
(--)关于经济增长的概念
关于经济增长有多种定义，一般指经济生产能力和实际国民收入的增加。
其中美国经济学家s．库兹涅茨所下的定义比较有概括性。库兹涅茨的定义是：
“一个国家的经济增长，可以定义为给居民提供种类日益繁多的经济产品的能
力长期上升，这种不断增长的能力是建立在先进技术以及所需要的制度和思想
意识之相应的调整的基础上的。”该定义包含了三点实质内容：第一，经济增长
的集中体现与结果是商品供给总量的不断增加，即国民生产总值的增加。这是
。英约翰．伊特韦尔等．‘新帕尔格雷夫经济学丈辞典》。第2卷，423页，北京．经济科学H{版社
992．
导言3
IIII
经济增长的中心。如果考虑到人口的增加与价格的变动，经济增长就是人均实
际国民生产总值的增加。因此，经济增长最简单的定义就是人均实际国民生产
总值的增长。第二，技术进步是实现经济增长的必要条件。也即，在影响经济
增长的各种因素中，技术进步是最关键的，没有技术进步就没有现代经济增长。
第三，经济增长的充分条件是制度与意识形态的相应调整。技术进步仅仅为经
济增长提供了--}oe潜在的可能性，要使这种可能变为现实，就必须有社会制度
与意识形态的相应调整。这就是说，社会制度与意识形态要能促进经济增长，
技术才会得到运用，才能有效地正确使用人类先进知识宝库中的创造和革新。
他认为经济增长有六个特征：第一，按人121计算的产量的高增长率和人口的高
增长率：第二，生产率的增长速度也是高的；第三，经济结构的变革速度是高
的。例如迅速由农业转向非农业，由工业转向服务业，等等；第四，社会结构
和意识形态的迅速改变：第五，增长在世界范围内迅速扩大；第六，世界各国
增长的情况是不平衡的。
一般都用经济增长率来衡量经济增长，这与经济增长的定义是一致的。经
济增长率是指实际国民生产总值的增长率，这～增长率排除了价格波动的影响，
实际上也就是产量的增长率。。
影响经济增长的因素很多，其中最核心的因素是资本、劳动和技术。必须
说明的是，这里所说的资本、劳动和技术具有一般意义。其中，资本不仅指物
质资本，还包括人力资本；劳动指的是劳动力的人数和劳动力的文化技术素质
的统一；技术指的是知识进展、资源配置、规模经济、产业组织和管理水平的
总和。此外，制度、社会意识形态以及相应的法制条件对经济增长也有重要影
响，因为其他因素的作用总会受到这些因素的制约。所以，如果具体的分析，
影响经济增长的因素包括资本、技术、人力资本和制度等。
二、体系结构安排
本文由四部分组成，除导言外，具体安排如下：第一章，我国FDI的基本情
况及地位。这一章主要从我国吸收利用FDI的具体情况出发，对我国FDI的总量
构成，结构构成和规模进行了剖析和评价，分析了我国吸收利用FDI的基本特征。
第二章，经济增长与FDI的一般原理。这一章是从外国直接投资中的吸收者(即
。粱小民．‘瑞级宏观经济学》(F)，笫700页，北京大学出版社，1993．
4 外商直接投资对我国经济增长的影晌及相互关系
东道国)方面出发，分别在哈罗德一多马模型、新古典增氏模型和内生增长模型
框架内从理论上来分析外商直接投资对经济增长的促进作用。第三章，FDI对我
国经济发展的影响及实证分析。从这～章开始，转入外商直接投资对我国的经济
增长关系的实证研究。本章主要通过对经济增长起作用的各要素加以分析。分析
FDI对我国经济增长的直接影响和间接影响。第四章，实证分析FDI与我国经济
增长的关系。本章将采用下列两个模型进行实证分析：(1)、FDI与经济增长之
间是否存在长期均衡关系，即协整关系。若存在，则应用误差修正模型(ECM)
来描述其短期波动。(2)、FDI与经济增长是否存在因果关系，若存在，则构造
计量经济模型来反映外商直接投资与我国经济增长之间的相互促进作用。最后为
结论。
第一章我国FDI的基本情况及地位。
第一章我国FDI的基本情况及地位
一、对我国利用外商直接投资的简要回顾
在1979年以前的三十年里，我国经济基本上处在封闭状态之中，利用外
资数量十分有限，而且也仅仅局限于对外借款等间接投资方面，根本谈不上利
用外商直接投资。随着党的十一届三中全会把对外开放确定为我国的一项基本
国策，吸收外商直接投资成为对外开放的重要组成部分，因此从1979年开始，
我国在利用外资、吸收外商直接投资方面发生了历史性的变化。二十年来，我
国吸收外商直接投资经历了从无到有、从小到大的过程，大体上可划分为四个
阶段：
(1)、1979---1987年是我国利用外商直接投资的起步阶段。在改革开放初
期，由于我国有关利用外资的立法还不太完善，外商对于在中国投资还有很多
顾虑；同时，各种基础设施还比较落后，外商基本上都是持试探的态度，我国
利用的外商直接投资较少。截至1987年底，我国共批准成立10528家外商投
资企业，平均每年为1170家，协议外资额为231．22亿美元，平均每年为25．69
亿美元，实际利用外资额为106．18亿美元，平均每年为11．80亿美元。
(2)、1988--1991年是我国利用外商直接投资的发展阶段。20世纪80年
代中期以后，我国加快了有关外商直接投资的立法工作，相继颁布了一些法律
和法规。特别是在1986年lO月，国务院制定并颁布了‘鼓励外商投资的规定》，
解决了外商投资企业遇到的一些困难，并对产品出口型外商投资企业和技术先
进型外商投资企业给予更为优惠的待遇。国务院各有关部门也相继制定了实施
上述规定的lO多个细则。同时，我国加大了交通、通讯、能源等基础设旌的
投资。所有这些大大改善了我国的投资环境，增强了外商的投资信心。从而，
外商直接投资在这个阶段发展迅速。1988--1991年，我国共批准外商投资企业
31975家，平均每年为7994家，协议外资额为294．7亿美元，平均每年为73．67
亿美元，实际利用外资额为144．4亿美元，平均每年为36．1亿美元。在这个阶
段每年平均批准的外商投资企业数、协议外资额和实际利用外资额分别比第一
阶段增长了5．38倍、1．87倍和2．06倍。
6 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
(3)、1992一1995年是我国利用外商直接投资的高速增长阶段。1992年，
我国批准外商投资企业48764家，协议外资额和实际利用外资额分别为581．24
亿美元和110．07亿美元，分别比上年增长275．7％、385．3％和152．1％。1993年，
我国利用的外商直接投资进一步大幅增长。实际利用外资额在世界各国中仅次
于美国，居第二位。1994年和1995年，我国批准的外资项目数和协议外资额
虽然比上年有所下降，但是实际利用的外商直接投资继续增长。这一阶段利用
外资的主要特点，除了外资增长迅速外，还有以下几个方面：一是外资项目的
平均规模有所扩大；二是外商更加看重企业的控制权，在建立新企业时独资经
营倾向越来越强烈，对于已开业项目则普遍存在增资扩股现象；三是一些著名
跨国公司开始大量投资我国，并随之出现在某些行业对我国国有企业形成强烈
的市场冲击，甚至出现了一定程度的垄断；四是出现了一些新的利用外资方式，
如BOT方式、利用证券市场吸收外资等。
(4)、1996年以来是我国利用外商直接投资的调整与提高阶段。在改革开
放初期，为了吸引外资，我国制定了许多对外商投资的优惠政策。但是，经过
10多年的改革开放，我国已经吸收了大量的外资。形势的变化使我国必须对外
资政策进行适当的调整。外资政策的调整实际上是从1995年中期开始的。为
了使外商投资符合我国的产业政策，国家计划委员会、国家经济贸易委员会和
对外贸易经济合作部于1995年6月20日联合颁布了《指导外商投资方向暂行
规定》，并同时发布了Ot-商投资产业指导目录》。外商投资项目分为鼓励、允
许、限制和禁止四类。鼓励类、限制类、禁止类的外商投资项目，列入《外商
投资产业指导目录》；允许类外商投资项目不列入Ot-商投资产业指导目录》。
1996年调整外资政策的主要内容是：①对外商投资企业的减免税政策进行了调
整。为了使内资企业与外资企业平等竞争，我国决定从1996年4月1日起，
逐步取消对外商投资企业的资本性货物进口的税收优惠政策。②试点并推广了
加工贸易的台帐制度。经过以上的政策调整，我国的外商直接投资步入了一个
新的阶段。从过去重视利用外资的数量变为重视利用外资的质量。这主要表现
在：一是虽然外资项目数和协议外资额比上年有所下降，但是，实际利用的外
资额却有一定幅度的上升，外资到位率有所提高。1996年我国共批准外商直接
投资项目24529个，比上年同期下降33．73％：协议外资额为723．13亿美元，
比上年同期下降19．79％；实际使用的外资额为423．50亿美元，比上年同期增
第一章我国F1)I的基本情况及地位1
长12．87％。二是外资的平均规模有所扩大。三是从事高技术、基础设施等的外
资有较大幅度的上升。
二、我国利用外商直接投资的现状
(一)外商直接投资的总量规模
截止2000年，我国累计批准外商投资企业363594个，协议外资额为6761．44
亿美元，实际利用外资额为3466．97亿美元。2001年，实际利用外资额为468．8
亿美元，有较大幅度上升，同比上升14．9％：协议利用外资额为692亿美元，
同比上升10．4％；新批外商投资项目数26139个，同比上升16％(见附表1)。
1991年以来，随着外商直接投资的快速增长，外商直接投资额占我国固定资产
投资额(FAD和国内生产总值(GDP)的比重不断上升，分别由1991年的4．24％
和1．1％增长到2000年的10．24％和4．07％。这表明外资在我国国民经济中的地
位日益增强，现己成为一支不可忽视的力量(见附表2)。
(二)外商直接投资的结构
1．外商投资的方式结构。在各种外商投资方式中，中外合资经营的比重最
大。同时，外商独资经营所占的比重有逐年上升的趋势(见附表3)。截至1999
年底，中外合资经营企业有210287个，协议外资额为2813．72亿美元，实际利
用外资额为2075亿美元；中外合作经营企业为54748个，协议外资额为1508．4
亿美元，实际利用外资额810．9亿美元；外商独资企业有96645个，协议外资
额为2007．86亿美元，实际利用外资额1260亿美元：中外合作开发的项目有318
个，协议外资额为233．57亿美元，实际利用外资额200亿美元。
2．外商投资的来源地结构。在我国利用的外商直接投资中，来自港澳台的
资金占绝大部分。这与中国大陆与这些地区地理位置邻近。文化传统相同有很
大的关系。由于这些地区的企业规模较小，因而中国的外资企业的规模也比较
小。但随着改革开放的不断深入，这种结构有所改变，越来越多的大型跨国公
司来中国投资，日本、美国和西欧的直接投资不断增加，截止目前，世界上最
大的500家公司已有300多家来中国投资。在开放初期，港澳台的外资占中国
吸引外资的比重达到80％左右，近几年虽然仍占主导地位，但已下降到60％左
右。其它在我国有较多投资的国家主要是美国、日本、新加坡、韩国、英国、
德国和法国等。从项目数来看，来自港澳台的有168382个，占我国外资项目总
8 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
数的59．33％：从实际利用的外资额来看，来自港澳台的有1018．06亿美元，占
我国实际利用外资额的57．65％。
3．外资投资的产业结构。从外商投资的产业结构来看，外商投资于第二产
业的比重较大，投资于第三产业的比重次之，投资于第一产业的比重较小(见
附表4)。1979-2001年外商投资的产业结构，从三资企业数、投资总额、注册
资本、外方认缴额这四项指标来看，第一产业在1-2％，第二产业在60％以上，
第三产业在40％以下。
4．外商投资的地区结构。长期以来，我国吸收利用外商直接投资的区域结
构是一种“东重西轻”的地区倾斜格局，区域结构很不平衡，突出表现为：我
国吸收利用外商直按投资，无论是项目数量、协议金额，还是实际利用额，大
部分集中于东部沿海地区，而中西部内陆地区吸收利用外商直接投资较少。从
指标上来看，东部12个省区所占的比重均在80％以上，而中西部18个省区所
占的比重却都不到20％。
(三)外商投资企业的进出口
近几年来，外商投资企业的进出El增长迅速，是我国对外贸易发展的主要
增长点。外商投资企业的进出口额占全国进出口总额的比重从1987年的5．6％
上升到2000年的47．3％。特别是外商投资企业的进口额占全国进口总额的比重
在1995年已达到54．5％，这表明外商投资企业在我国进口贸易中占主导地位。
(四)外商投资企业的生产经营状况
总的来说，外商投资企业的生产经营状况明显好于国有企业。根据国家工
商行政管理局1995年对已开业的外商投资企业的年检表明：盈利的有3．55万
家，占32．6％，户均盈利超过40万美元；亏损的有6．23万家，占58．7％，户
均亏损额为16万美元。可见，外商投资企业的亏损面虽然较高，但是亏损额
不高，微亏企业所占比重比较大。盈亏相抵，外商投资企业净盈利40亿美元。
而且外商投资企业的亏损面还有相当的水分。某些外商投资企业为了逃避税
收，通过转移价格的方式转移利润，实际上是明亏暗盈。另据财政部对4．6万
家外商投资企业1995年财务报表统计，外商投资企业的平均资本利润率和销
售利润率分别为6％和3．5％，高于国有工业企业。
第一章我国FDI的基本情况及地位9
(五)外商投资与国际收支
近几年来，我国的外汇储备增长迅猛。到2001年底，我国的外汇储备额己
达2122亿美元。对于我国的外汇储备的高速增长，外商投资起了一定的积极作
用。外商投资对我国国际收支的影响表现在三个方面：一是其资本流入对于我
国国际收支的正作用；二是其贸易逆差对于我国国际收支的负作用：三是利润
汇出对于我国国际收支的负作用。以1995年为例。外商直接投资导致的资本流
入额为898亿美元，外商投资企业的贸易逆差为44亿美元，外商投资企业的利
润汇出额为33亿美元。将这三个因素结合起来，1995年外商投资对于我国国
际收支的影响为正面的，为我国增加了34亿美元的外汇储备，占当年我国外汇
储备增加额的6％。
(六)外商投资企业的就业与人力资源开发
外商投资企业为我国一部分劳动力提供了就业的机会。到1995年底，开
业的外商投资企业大约12万家，吸纳就业人数大约为43444万人。同时，为
外商投资企业配套的企业还能吸纳了一部分劳动力。如果把这部分劳动力也算
进去的话，外资创造的就业机会就更多。外商投资企业还在生产和经营中培养
了我国的人才，使他们学会了先进的生产技术和先进的管理经验。
三、外商直接投资对我国的主要贡献
在20多年来的改革开放中，我国利用了大量的外资，经济得到了迅速增长：
同时，利用外资对于我们更新观念，加快改革开放的步伐也起了积极作用。外
商投资对我国的主要贡献表现在：加速资金积累：推动技术进步，提升产业结
构：扩大出口创汇，改善出口结构：创造就业机会；增加财政收入；促进我国
市场化改革：促进我国经济国际化。
(一)对于经济增长的贡献
从我国利用外商直接投资的现状可以看出，外商投资对我国国民经济的发
展起了积极作用。这主要表现在：一是外商投资带来了国外资金，弥补了我国
建设资金的不足；二是外商投资带来了一部分外国先进的生产技术和管理经验；
三是外商投资企业向我国交纳了税收，增加了我国的财政收入；四是夕F资创造
了一部分就业机会，在一定程度上缓解了我国的就业压力，同时还培养了我国
的人才。
lo 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
II lUlII
(二)对于促进我国的市场化改革的贡献
首先，外资给我们带来了市场机制和竞争机制，使我国企业更新了观念，
在增加对我国企业的竞争压力的同时，提高了我国企业的竞争意识。其次，外
资促进了国有企业的改革，有助于国有企业转换经营机制，直接的方式是外资
嫁接改造国有企业，使原来的国有企业变成中外合资企业，从而实现经营机制
的转换；间接的方式是外商投资企业灵活的经营机制对国有企业的示范作用，
使国有企业逐步转换经营机制。第三，外商投资促进了我国经济管理体制的改
革。传统的计划经济管理体制与我国的吸引外资的要求格格不入。不积极改革
就不能引进大量的外资。为了改善投资环境，我国逐步对价格管理体制、金融
体制、财税体制、投资体制、内外贸体制、外汇体制等经济体制的各个方面进
行了不断深入的改革。
(三)对于促进我国经济国际化的贡献
首先，外资熟悉国际市场，外商投资企业的外向型程度较高，从而加强了
我国经济同世界经济的联系。其次，外商投资企业的外向型经营为内资企业起
到了示范作用，使他们转变了观念，其生产经营不再局限于国内，而是拓展到
整个国际市场。我国内资企业进入国际市场和利用国际市场的能力不断提高，
从而使我国经济同世界经济的联系日益紧密。改革开放以来，我国国民经济的
对外贸易依存度不断提高，是与外商投资分不开的。再次，外商投资企业还推
动了我国的经济体制同国际接轨。外商投资企业的生产经营是按照国际惯例进
行的，他们必然要求我国的某些法律制度同国际惯例接轨，从而促进了我国在
建立有关法律制度方面向国际标准靠拢。
第二章经济增长与FDI的～般理论ll
第二章经济增长与FDI的一般理论
FDI通过对资本，技术，人力资本和制度等经济增长因素的影响促进经济
增长。本章将应用经济增长的一般理论，分别在啥罗德一多马模型，新古典增
长模型和内生增长模型框架内，分析FDI对经济增长的作用。
一、哈罗德一多马经济增长模型
国民收入的分析可以从供给和需求两方面着手进行。从供给方面来计算，
国民收入=消费+储蓄，或用公式表示：
Y=C+S
从需求方面来计算，国民收入=消费+投资，或用公式表示：
Y=C+I
英国经济学家哈罗德(R．E Harrod)以及美国经济学家多马(E．D．Domar)
分别于1939年、1948年、1946年、1947年在《论动态理论》、《动态经济导论》、
《资本扩充增长率与就业》、《扩充与就业》等一系列论著中发展了“哈罗德一
多马”经济增长模型，并逐渐使之成熟。该模型以凯恩斯的就业理论为指导，
在不同的假设条件下，研究一国经济如何才能实现稳定均衡增长。
我们用大写S表示储蓄，大写Y表示收入，小写s表示平均储蓄倾向(或
称为储蓄一收入比例)，则有：
s=S／Y
我们用大写I表示投资，用A Y表示产量增长或收入增量，用K表示加速
系数(或称为投资一产量增长比例，或称为边际资本产出率)，则有：
K=I，AY
设大写Y表示产量或收入，大写G表示经济增长率，则：
G-A、!f心
假定储蓄全部转化投资，即：
I=S
综合以上各式，得“哈罗德一多马”经济增长模型：
12 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关紊
G．2s／K
“哈罗德一多马”经济增长模型把凯恩斯理论动态化，指出了投资的生产
能力效应。
在开放经济条件下，我们有：国民收入=消费+投资+出口一进口。用公式
裹示就是：
Y=C+I+X—M
其中，Y表示国民收入，C表示消费，I表示投资，x表示出口，M表示
进口。
另外，我们知道：国民收入=消费+储蓄，也即：
Y=C+S
综合以上两式我们可以得到：投资一储蓄=进口一出口=外资净流入。用公
式表示就是：
I—S=M—X=F
其中，F表示外资净流入。
另一方面，外资总流入净额=外资净流入+其它外资流入净额。其中，其他
外资流入净额=还本付息净额+外汇储蓄增减净额。用公式表示就是：
GF=F+DS+△R
其中，GF表示外资总流入净额，F表示外资净流入，DS表示还本付息净
额，△R表示外汇储蓄增减净额。
以上公式表明，当S不足时，需要引进外资。我们用f表示外资占国民收
入之比，s表示储蓄率，即储蓄占国民收入之比，有：
’
铺N
s=S／Y
这样我们便得到国际资本流动条件下的哈罗德一多马经济增长模型：
O=(s+f)／K
其中，S、f、G、K如前所述。
发展中国家的投资倾向往往超过储蓄倾向，即
I>S
从而经常存在两个进一步发展的限制：首先是储蓄缺口的限制，即：投资
≤储蓄+外资流入，或
I≤S+F
其次是外汇缺口的限制，即进口≤出口+外汇流入，或
M≤X+F
在经济发展过程中，发展中国家既要处理储蓄不足，又要应付外贸逆差(外
汇不足)的问题，因此，必须引进外资。这两个缺口也就是20世纪60年代中
期钱纳里(Chenery,H)和斯特劳特(Strout，A．M)提出的“两缺口模式”。他
对经济发展的实际政策性的涵义与结论是：进口超过出13的剩余即外资的净流
入，可以使一个国家的投资超过国内的储蓄，从而突破国内储蓄和外汇对经济
发展的制约。
钱纳里的“两缺口”模式是一种水平分析。博尔(Ball，J．B)和马塞尔(Massel，
B．F)提出一种资本输入与经济增长的模型，使水平分析成为了一种增长率的
分析。博尔等人提出了产出增长率和国民收入增长率的公式。这两个公式实际
上是考虑到国外储蓄，即引进外资的条件下，对哈罗德一多马模型中的经济增
长率的分解。
(1)产出的增长率公式：
A_QQ：P(S+—AD—-F1
Q 、Q 。
其中。Q代表产出，S表示储蓄率，D表示债务，P表示资本生产率，F
表示到期外债偿还额。该公式表明只要新增的外资流入超过外债的偿还额，那
么产出的增长率就会超过国内储蓄率所决定的经济增长速度。只要一国存在储
蓄缺口，即S<I，那么，外资的引进所形成的产出增长率就会超过没有外资时
的产出增长率。
(2)国民收入增长率：
笪：髂+伊-g)竺
Y ? Y
其中，Y表示收入，R表示外资的利息率。公式表明，只要资本生产率大
于外资的利息率，即P>R，那么外资的引进所推动的收入增长率就会高于没有
外资时国内储蓄所决定的收入增长。因此，P与R的相对大小成为判断外资引
进的一个重要标志。
上述两个理论模型从不同角度分析了外资的引进与经济增长和经济发展
的关系。说明，外资的引进可以使一个国家的投资大于储蓄；而外资成功利甩
14 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
所导致的经济增长和±乜口的增加，不但进⋯步增强其引进外资的能力，而且最
终会使其储蓄大于投资的剩余，使它可以偿还债务，并缩小和消除外汇缺口。
发展中国家利用外资发展经济的经验都从不同角度证明了这一点。
二、新古典经济增长模型
假设全球经济只有两个国家：发展中国家(本国)和发达国家(外国)。
每个国家包含一个(总的)消费者。这两个国家用资本(K)和劳动(L)生产
单一产品(产出Y)。定义国外的变量用星号(·)表示。生产函数可表示为：
Y=F(K，L)
Y+=F+(X+，L+)
假设生产函数是规模收益不变，边际产量大于零，严格凹且满足：
v(o，L)=F(K，O)=F+(0，L+)=F+(K+，O)=0
我们用小写字母表示人均量，则有：
y2Y／L，Y+iY+／工+，k-----K／L，k+iK+／上+
所以，生产函数也可表示为：
y=F(k，1)5f(k)
Y+2F+(t+，1)5f+(女+)
且／‘(．)，f+‘(．)>O；f’(．)，f+’(．)<0。
令11，月+>-1； 占，巧+∈【O，l】；且s，S+∈【0，11。他们分别表示人13增长率，
资本折旧率和储蓄率。为了简化，假设n-”+。
在封闭经济条件下，稳态均衡条件为：
(n+占)k=sf(k)
(H++占+)=5+f+(七+)
现假定资本在国际上可流动，但劳动不能流动。此外，假设本国是资本的
净接收者，即外国通过外国投资拥有部分国内资本。存在各种方式促进这种假
设。可以推断出，若没有外国投资，在均衡条件下发展中国家的资本边际收益
率大于发达国家的资本边际收益率，即：
f’(k)>，∥(舻) (2-1)
因此，外国资本会流入，直到两个国家的资本收益率相等为止。可用公式
表示为：
第二章经济增长与FDI的一般理论15
(1．t)，’(k+z)=厂∥(七+一Z) (2．2)
其中，t∈【0，l】为税率，Z为国外拥有的那部分的资本。根据巴罗(Barro)
等人的看法，t广义上可以解释为投资的遏制因素，例如被东道国政府没收的
风险，实力强大的工会或政局不稳定。
由于外国拥有部分国内资本，所以国内的产出的一部分资本服务的报酬汇
回投资国。在这种情况下，稳态均衡条件为方程(2．2)和
(n+占)k=s(f礅+z)-zf’【k+z)) (2-3)
(H‘+艿+)k+=s·(，+(七·一z)+zf’(七十z)) (2—4)
由方程(2．2)，(2．3)和(2．4)可看出Z取决于t的水平。当假定发展中
国家的资本边际产量低于发达国家的资本边际产量时，正如方程(2．1)所表示
的那样，发展中国家有一个足够高的税率r0满足：(1一'ro)，’(k)=，+’(驴)也就
是资本的税后边际产量和真实利率独立于外国投资。在这种情况下，资本不会
跨国流动因为税后收益已经相等。通常，对于适当的t值，外国资本的数量为
非零。对此r值可称为非退化税率。
设生产函数为柯布一道格拉斯(Cobb，Douglas)生产函数形式，为：
厂=A(k+z)8
其中，A>0且0<a<l。由方程(2—3)可得出：
a七
出s(f’一zf’)一∽+占) (2．5)
显然sz厂<o。因为
f’=鲥(七+z)4一等f七+z)f‘=万
厂=(口一1)c叫(七+z)4_2
又由方程(2．3)可得：
厅+万=导(厂一矿，)
所以
炙厂’一矿。一。_+万)。}彳(七+z)”2[(k2+z2净+五@2+可)一(七+z)2】
因为0<a<l，所以口2+口<2。因此s(厂’一zf“)～0+占)<0。可得出，在新
16 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
aL
古典增长模型中，≥>0，也即在发展中国家里，外国拥有的资本的增长(FDl
睨
的增长)会引致更高的国内资本存量。
因此，外国资本盼流入会增强发展中国家资本形成的能力，进而促进经济
的增长。用标准的新古典框架可以看出，流入发展中国家的外国资本的增加将
导致更高水平的国内资本存量。由于外国投资流入的数量会受到一般税率的影
响，所以发展中国家应制定相应的政策来降低此税率以促进资本积累。
三、内生增长模型
在传统的新古典增长模型中，经济长期增长是由一些外生因素如技术进步
和劳动力增长来推动的：在资本投入存在收益递减的假设条件下，FDI仅仅影
响短期的增长。成功推进FDI的政策效应是短暂的。如果要FDI促进长期增长，
必须通过持久的外部技术冲击。
新增长经济理论的一个重要进展就是把FDI引入到长期增长分析中。内生
增长模型的一个重要特征就是政府的政策行为可以影响长期增长。如果增长的
决定因素被看作是内生的，FDI被认为是资本存量、技术诀窍和相关技术的组
合，那么在理论模型中，FDI就可以通过不同方式影响经济增长。FDI对经济
增长的影响是多方面的：第一，通过增加东道国的资本积累加快经济增长；第
二，提高东道国企业效率，因为FDI会加强东道国企业与国外的联系和交流，
并迫使它们参与竞争；第三，FDI是发展中国家技术进步和人力资本提高的重
要源泉。FDI通过引入高技术含量的产品产生了“资本深化(capital deepening)”
的效应，从而提高东道国技术水平；FDI还会提供提高生产效率的专业技能训
练。我们把FDI产生的这些效应称之为溢出效应(spillover effects)。假设生产
函数如下。：
y=AkffH。。9(2-6、
这里Y代表人均产出，H代表东道国知识总值，k代表人均国内资本存量，
口代表国内物质资本份额，A代表生产效率，FDI的外溢效应主要反映在A和
II之中。
H=(kd蟛)1 (2—7)
。这里采用了DEMELLO(1996)所构造的函数形式
第二覃经济增长与FDI的一般-理论-，
ii
这里口与叩分别代表人均外国资本(k。)与人均国内资本(缸)之间的边
际替代弹性和跨时期替代弹性a令口>0。如果r／>O，kd与kw之间存在跨时互补；
如果q<O，b与k之间存在跨时替代。将(2．7)式代入(2．6)式，则：
Y=爿砰删1。41《朴4’ (2．8)
我们现在引入跨时期最优化模型，问题变成：
max￡。“(c)e-∥dt
s．t． ka=爿砑+碱卜一’kw“虮1_卢’一c
屯(O)≥0
这里kd表示匕对时间的导数(变量上的点代表该变量对时间的导数，下
同)，p代表效用最大化者的时间偏好率，c代表私人消费。为了简化，令u(c)
=lnc，均衡消费增长率为：
三=4【∥+r／(1一卢)】彬岬。一朋_七≯‘1一钟一P (2—9)
推导过程为：
定义Hamilton函数：
H=u(c)e一∥+五(彳砰+州1_，’七≯‘1-芦’一c)
所以，有最优性条件：
一O_H：“，(c)e一∥一五：0
OC
1
即，A=“’(c)g∥=二P一
欧拉方程为： z=_-dt=—￡—I广=一面i c’ ok。
而．鍪=_铆∥+，7(1一∥)】碍+椰一，)-l七?‘l-用
OKd
由欧拉方程可得等式(2．9)。
根据上式，可以导出内生增长条件。如果∥+叩(I一国>l aq(1一∥)<l，
那么最大化消费是一个外生增长过程：如果∥+砷(1一f1)>l I；t ar／(1～f1)>1，长
期增长是明显的；如果卢+q(1一尸)<1和aq(1一∥)>1或相反，则国内资本积累
与FDI效果抵消。若考虑FDI与国内投资之间的跨时互补性，则这一效应应可
18 外商直攮投资对我国经济增长的影响及相互关系
以消除国内生产的收益递减。捌如，当存在FDt时，假定国内生产收益不变
也即：口+,70一f1)=1或r／=l。等式(2—9)变为：
三=4圮‘1一口)一P
C
。。
上式表明：。li巴彳《“一9’>P，即随着FDI存量不断增加，资本边际产^¨—，w
品大于P，那么FDI导致长期经济增长。这一模型表明，经济均衡(长期)增
长率取决于制度或经济环境的演进(A)、时间偏好率、国内资本生产率，以及
采用国内或国外技术的资本存量之间的互补程度。因此，发展中国家要实现持
续的内生增长，必须重视FDI的技术外溢效应，特别是FDI对国内资本的跨时
替代性和影响FDI外溢性的制度环境因素。
第三章FDI对我国经济发展的影响及实证分析19
第三章FDI对我国经济发展的影响及实证分析
FDI对我国经济发展的影响是多方面的，此部分通过FDI对我国在经济增
长中起作用的各因素的影响加以分析。
一、FDI的资本形成效应
外商直接投资对我国资本形成的影响有两种效应：互补效应和替代效应。
一方面，外商直接投资从母国和国际资本市场带来了国内急需的资金和技术，
同时FDI在机场、港口、电力设施、高速公路等基础设施的投资改善了投资的
国内环境，这对国内资本的形成起到了补充和促进作用；另一方面，如果外资
企业凭借其竞争优势，夺走了东道国民族企业原来占据的市场，是东道国民族
企业破产，或者夺走了熟练技工等关键资源，外商直接投资对东道国资本形成
的抵消作用就会发生。另外，外资企业同国内企业相比要具有更高的资本密集
性和技术密集性，劳动生产率和全要素生产率较高，因此对东道国投资效率的
提高起到了促进作用。
为了考察FDI对我国资本形成的综合影响，这里选取1983--2000年FDI、
国内居民储蓄作为自变量，国内生产总值中的资本形成总额作为因变量进行回
归分析。，结果如下：
ln(GCF)=4．4227+0．2696 ln(FDI)+O．3889 In(SAV)+[MA(1)=0．5166] (3-1)
(14．54) (4．88) (6．69) (2．38)
页2 0．9963 D．w=2．217 F=1518．348 S．E．=0．058
In(GCF)=5．1502+0．32361n(FDI(一1)帅．3006b(SAV(-1)卜【MA(1即．7437】(3-2)
(15．47) (5．56) (4．79) (3．79)
R。=0．9966 D．W．-2．286 F=1575．215 S．E．=O．052
其中：GCF=资本形成总额，FDI=夕F商直接投资，SAV=国内居民储蓄，(3．2)
式为滞后一期的回归，各变量均取自然对数。
对(3-1)、(3-2)式的比较可知，影响国内资本形成的主要是国内储蓄和
外商直接投资，而且效果非常显著；在当期回归中，国内储蓄促进资本形成比
。这里，为消除自相关，引入MA，AR。姒表示移动平均项，AR表示自回归项．(下同)
20 外雨直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
FDI有更大作用，高出12个百分点，但在滞后一期的回归中，FDI反而比国内
储蓄高出2．3个百分点。对此可能的解释是外资比内资更有效率。由于我国对
外商投资企业的利润汇回有较严格的规定和外资寻求国内市场的目标，利润再
投资成了较优的选择，外商投资企业将当期较高的利润用于再投资时自然就会
增加下一期的资本形成总额。从回归分析的结果看，外商直接投资不仅增加了
我国资本形成率，而且提高了资本形成的效率，这就为我国继续利用外资发展
经济提供了事实基础。
二、FDI的就业效应
吸引FDI解决国内就业问题一直是发展中国家在制定经济发展政策时所优
先考虑的目标，我国也不例外。我国是一个典型的劳动力大量剩余而资本缺乏
的国家，吸引FDI不仅有助于解决资金匮乏的状况，更重要的是可以吸收我国
大量的失业人口。随着我国市场经济的深化和国有企业改革的推进，农村人CI
大量向城市转移和国有企业下岗人数不断增加，外资企业所提供的就业机会就
更重要，他们起到了一种提高经济福利和稳定社会作用，这也是我国相对大量
地引进外商直接投资的初衷。
外商童接投资对东道国就业的影响同样具有两重性，可分为吸收效应和挤
出效应。当外资以新建企业的形式在东道国投资时，一般会带来新的就业机会。
但如果外资采取兼并收购东道国原有企业的形式投资，外资能否增加东道国的
就业就是一个不确定的问题。如果他进一步扩大投资就可能增加就业，而如果
它采用先进的技术和资本代替劳动则可能减少就业，而且外资可能会加剧国内
市场的竞争，国内企业在竞争中的失利会减少就业，因此，外资对东道国就业
影响的净效应就需要具体分析。下面就外商直接投资对我国就业的影响进行局
部和全局分析。
从行业分布上看，外商企业创造的新工作主要集中在劳动密集型的工业部
门，尤其是服装业、电子制造业和食品饮料加工业，如在1995年外资企业雇佣
了服装纺织业21％的就业人口，接下来的就是化工橡胶业和电子制造业。从地
区分布上来看，外资企业创造的就业主要集中在沿海地区，尤其是广东、福建、
江苏和上海等城市，如广东的外资企业在1995年创造了该省249,6就业机会，
而在福建占19．6％，上海占13．9％。这种就业布局是与外商直接投资主要集中
第三章FDi对我国经济发展的影响及实证分析2I
在工业部门和沿海地区相一致的。．从所有外资企业提供的就业机会看，1980车
一1995年期间；在外商投资企业的直接就业人员，80年代初为几十万人，到
1990年达到200万人，到1995年则提高到1600多万人，外商投资企业以扩大
就业为主。1996--1998年期间，外商投资企业的直接就业人员，1996年达1800
多万人，1998年仍为1800多万人，一直徘徊在占全国非农业劳动人口的11％
左右。而与此同时出现的大量下岗职工和民工回流，已说明外资对我国就业的
促进作用正逐步减退。
这里选取外商直接投资和国内居民储蓄为自变量(代表资本形成的不同途
径)，第一、二、三产业和总就业人数分别作为因变量进行回归分析，可以看出
FDI对我国不同产业的就业影响是不同的。
LNAB01=10_2819一O．0425LNFDI+0．0436LNSAV+[AR(1)=0．8128，MA(1户O．2035】
(7．234) (一0．6731) (0．3970) (1．8516) (0．4431)
P 0．0000 0．5136 0．6984 0．0888 0．6656
R‘=0．7443 D．W．=1．90 F=12．65fO．000291) S．E．-o．039
LNAB02=8．9619+0．0318LNFDI+O．0503LNSAV+[AR(1)=0．7361，MA一0．9293】
(28．4731) (1．5799) (1．7882) (4．6109)(-14，1177)
P 0．0000 0．1401 0．099 0．0006 0．0000
R‘=0．9819 D．W．-1．89 F=218．57(0．00001 S．E．=o．023
LNAB03=7．3617+0．0349LNFDI+0．2088LNSAV
(79．5807)(2．0932) (1 1．7822)
P 0．0000 0．0537 0．0000
R。=0．9951 D．W_-1．97 F=1726．525(0．oooo) S．E．=o．0224
LNAB=10．1964一O．0200LNFDI+0．1007LNSAV+[AR(1)=0．74551
(26．6997)(一0．5915) (2．691 1) (2．8338)
P 0．0000 0．5644 0．0185 0．0141
R‘=0．9520 D．w．=2．1 l F=106．7168f0．oooooo) S．E．--0．0302
其中，INAB01、LNAB02、LNAB03和LNAB分别代表第一、二、三产业
的就业和总就业人数，回归分析建立在求自然对数的基础上。括号里的值为T
检验值。
从分析结果可以看出，FDI对第一产业的就业起到了负面作用，而对二、
22 外商直接投资对我国经济增长的彰响及相互关系
三产业则起到了促进作用，但从统计意义上来说，FDI对第一、二产业的就业
效果均不显著。与外资相比，内资更能促进国内就业的增加，而且从统计意义
上来说是显著的。内资对第一产业的就业效果不显著，其原因可能是农业投资
不足且农村劳力过剩。另外从总就业人数来看，FDI倾向于减少国内就业，FDI
的就业弹性为．0．02：而国内资本倾向于增加就业。其就业弹性为0．1007。尽管
小样本会降低说明FDI对我国就业影响的精确性，但基本趋势是不变的，FDI
目前并不能大量增加我国的就业，依靠外资来吸收我国的失业人口在今后也不
会有很大改观。事实上，这个统计结果是与前面的假设相吻合的，FDI对就业
增加的作用不显著说明了外资采用相对较高的资本密集型、技术密集型的生产
方式以及国内企业在外资参与国内市场竞争时处于不利地位的现实。尽管外资
创造的就业机会并不乐观，但不可否认的是外资的进入对于我国劳动生产率的
提高确实起到了很大作用。自1993年以来，国有工业的劳动生产率低于社会平
均水平，集体工业略高于社会平均水平，其它工业对全部工业生产率的提高一
直起到举足轻重的作用。这主要是因为外资(或其他)企业新创造的就业机会
促使了劳动力的流动，如从传统部门(如农业)向工业和服务业的转移，由国
有企业向外商投资企业的转移，还有从中西部地区向东部地区的转移，劳动力
的这种流动改善了资源配置效率。有助于全行业劳动生产率的提高。
三、FDI对我国对外贸易的影响
外商直接投资对东道国国际收支的影响体现在经常项目和资本项目这两个
方面。从资本项目看，东道国因外商初始投资带来的资本流入而得到好处：从
经常项目看，当外商投资企业向母国支付红利、利息和特许费及行政管理费时
会对国际收支产生不利影响。由于我国直到1995年才对外商投资企业的股利和
利润汇回进行单独报告。数据较缺乏，因此本文将集中考察FDI对我国贸易收
支的影响。
外商直接投资对东道国进出口贸易的影响有多种途径，从出口角度看，由
于外商通常在国际贸易中具备良好声誉和广泛的销售网络，以出口导向型的外
商直接投资有助于东道国进入国际市场竞争，而外资为东道国带来的先进生产
技术和加工工艺，也有助于提高东道国产品的国际竞争力。另外外商投资企业
不仅“直接出13”，而且通过后向关联效应产生的需求带动国内企业鲍“间接出
第三章FDI对我国经济发展的影响及实证分析23
u”，这部分间接出口占东道国出口的很大一部分：从进L]角度看，歹}商投资企
业通常比当地企业有更高的进口倾向，特别是资本品和中间产品的进口将导致
东道国的贸易赤字，但同时以国内市场为导向的FDI将会减少东道国从国外进
口的需要，这实际上就是进口替代。Kojima(】998)曾从要素流动和商品流动
的关系论证了FDI和贸易的关系，他发现出口导向的FDI将促进东道国出口而
以国内市场为导向的将替代东道国的进口。下面分别考察外商投资企业对我国
的出口、进口和贸易收支的影响。
我们选取1983--2001年的出口总额、进口总额及进出口总额为样本数据，
并把它们分别作为应变量，FDI作为解释变量进行回归分析。结果如下：
EX=383．3246+2．6270+FDI+JAR(I)=0．7803，MA(1户1．621 o】
t=(1．4989) (2．1178) (3．2618) (4．1943)
Rm2=O．97 D．wF2．025 F=209．5344(0．000000)
IM 2 373．3268+2．945l+FDI+【AR(1)5 1．0031，AR(2)2一O．7304，MA(1)20．9899】
t-(3．1590) (7．5864) (3．9684)(-2．0767)(9360．5870)
R‘=0．96 D．、M=1．90 F=103．2202(0．000000、
TOTAL=925．6239+6．0250"FDI+[MA(I产lJ5626’MA圆印伪12]
# (2．7139)(5．3707) (11．5160) (5．0002)
R‘=O．96 D．、M=1．75 F=143．0458(0．000000、
回归结果表明：外商直接投资对进出口的乘数效应为6．025，对出口的乘数
效应为2．627，对进口的乘数效应为2．945。这说明，外商直接投资活跃了我国
的对外经济活动，极大地促进了我国的进出口贸易增长。
四、技术转移效应
引进国外的先进技术和管理经验是东道国吸收外商直接投资的主要目的之
一。外商直接投资是技术转移的一种重要组织机制，其技术转移的形式有两种：
一种是直接转移，即采取合资方式，允许外商以设备、技术作价出资，因而含
有技术转让的成份；或采取合作经营方式，由外商直接提供技术。我国的汽车、
电力、程控交换机等行业基本上是由外商直接投入先进技术或者引进含有先进
技术的设备而获得先进技术．行业的技术水平因而得到较大提高。另一种是间
接转移，主要通过技术服务和咨询服务、职工培训、人员流动、国内企业的学
24 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
习与模仿等途径实现。这些活动不仅发生在外商投资企业所在地区的不同经济
类型企业之间，而且发生在外商投资企业所在地区与周边地区之间。技术转移
的两种方式是相互联系的，直接转移是主要方面，起着主导作用。
外商投资企业向东道国直接和间接转移技术的综合表现，称为外商直接投
资的技术溢出效应，简称溢出效应。Kokko(1994)将这种溢出效应归纳为四
种：①外商经济的出现，促进了当地厂商技术效率和产品质量的提高：②外资
企业将相关技术提供给东道国上游和下游的企业；③外资企业培训的技术工人
和管理人员在将来可能进入当地企业：④外资企业带来的市场竞争压力，促使
当地厂商使用新技术以提高效率。简单地说，溢出效应是由于外商直接投资企
业的进入和存在引起当地企业技术上的改进和劳动生产率的提高。
为便于数据收集，下面利用1997年全国31个省市自治区的截面数据检验
外商直接投资对国有工业企业的技术溢出效应。之所以把研究对象限定在国有
企业范围，一是受统计资料的限制；二是外商直接投资的工业构成远超过其他
产业构成，而国有工业企业在工业企业增加值构成中占有的比重明显大于其他
经济类型。所以这一检验结果可以在一定程度上反映我国吸引外商直接投资的
技术溢出效应。
首先选择国有企业工业总产值(亿元)为被解释变量Y；解释变量是：国
有工业企业总资产(^)国有工业企业年平均职工人数(X，)国有工业企业增
加值与总资产的比率(x，)以及工业企业总资产中外商投资企业所占的比重
(_)。设定的模型为：
y=口I+口2xl+口3x2+口4上3+口，x4+u (3—3)
模型中U为扰动项。变量^也称资产效率，由于特定的生产技术总是存在
j二资产中并能通过资产的运作发挥出来，所以资产效率矗是国有企业生产技术
和管理水平的综合反映；一，x：和屯也就反映了国有企业的投入要素即资产，劳
动力和技术水平对产出的影响。另一解释变量‘用于检验外商投资企业对国有
企业的技术溢出效应，如若以的系数估计值为正且能通过显著性检验，则表明
外商直接投资是各省区国有工业企业总产值的一个重要影响因素，因而对国有
企业存在溢出效应，否则就不存在溢出效应。实际操作中外商投资企业可以分
为包括港澳台与未包括港澳台两种情况，以检验港澳台投资企业的溢出效应。
对模型(3--3)进行估计，得到模蚕髫3_4)和(3．5)，它们分别表示■在不同口径
第三章FDI对我国经济发展的影响及实证分析25
下，即包括港澳台与未包括港澳台的不同结果j
y=一352．137+0．564一十0．6589x2+13．723X3+3．870x4 (34)
(-3．248)(5．689)(2．574) (2．642)(1．396)
～R=0．9433 F1125．8128
y---392．143+0．525 Xl十1．036x2+115．136x3+9．984x4 (3-5)
(-3．495)(5．091)(1．888)(2．876) (1．789)
2=0．9457 F：131．739
估计结果显示：第一，模型(3—4)与(3—5)的F统计量都能在1％的显著性水
平上通过检验，可见两个模型的总体回归结果显著；第二，模型(3-4)oO，x。的
系数为正，但在5％显著性水平上未能通过检验，表明各省区包括港澳台的外
商直接投资企业对国有工业企业的技术溢出效应不明显；第三，模型(3-5)中，X。
的系数为正，且在5％显著性水平上通过检验，表明未包括港澳台的外商直接
投资企业对国有工业企业的技术溢出效应明显。
技术溢出效应检验侧重于从投入一产出角度反映由于外商直接投资企业的
进入和存在引起当地企业的影响，包括外商直接投资技术转移的直接和间接影
响。可看出，为包括港澳台的外商直接投资的技术溢出效应明显，而包括港澳
台的外商直接投资的技术溢出效应不显著。原因在于港澳台投资企业大多数属
于劳动密集型产业，投资项目规模小，技术档次低。这说明加大对发达国家投
资资本尤其足跨国公司的引资力度，更有利于提高国内企业的技术水平。
五．产业结构效应
经济结构的有效转换，将有助于国家经济的持续增长。中国经济自1978
年改革开放以来，实现了令人瞩目的快速增长，这一方面归因于改革开放政策
的实施(制度创新的成效)使经济效率有了较大提高，另一方面则归因于与产
业结构变动所伴随的资源配置效应。
改革开放以来，外商直接投资以第二、第三产业为主，第一产业最少。为
了考察FDI对我国产业结构变化的影响，这里采用各产业产值占我国GDP的
比重来衡量产业结构的调整，采用外商直接投资的存量占我国GDP的比重来表
示我国FDI的规模。对这两变量进行回归，结果为：
LN(U1)=-1．9776-0．1087LN(NFDI)+[AR(I)=1．1115，AR(2)=一0．7419】
26 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
(·28．46)(一4．89) (5．33) (一3．57)
P (0．oooo)(O．0005) (O．0002) (O．0044)
～R=0．85 D．W=2．24 F=27．06(0．000022) S．E．=0．063
LN(U2)=-O．4865+O．2873LN(NFDI)+【AR(1)20．8591，MA(2)=一0．9423】
(-8．66) (2．87) (15．62) (一11．85)
P (0．0000)(0．0141) (0．0000) (0．0000)
i2 0．93 D．W．=1．80 F=72．43(0．000000) S．E．=o．03145
LN(U3)=一1．1159+0．0657LN(NFDI)+【MA(1)=o．9277】
(一20．40) (3．78) (8．97)
P (O．0000) (o．0020) (O．0000)
R’=0．81 D．W：=1．97 F=34．27(O．0000041 S．E．=0．0497
其中，U1、U2和U3分别代表第一、二、三产业的产值占我国GDP的比
重，用这一指标来表示我国的产业结构的变化。NFDI表示外商直接投资的存
量在我国GDP的比重，用它来表示我国FDI的规模。结果表明，随着我国外
资规模的扩大，第一产业的比重逐渐下降，而第二、三产业的比重在上升，说
明随着外资规模的扩大，优化了资源再配置效应，加速了我国的产业结构的调
整，尤其是二、三产业。
第四章实证分析FDI与我国经济增长的关系27
第四章实证分析FDI与我国经济增长的关系
自从20世纪70年代末开放以来，中国吸收的外商直接投资已经在发展中
国家里名列第一(1979年--2001年实际利用外资总额达3900多亿美元)。而且，
中国也是世界上第二大吸收外资的国家，仅次于美国。与此同时，我国的经济
增长速度显著提高，成为全球经济增长速度最快的国家之一。本文利用我国
1984--2001年期间的年度数据，采用协整(co—integration)分析技术、误差修
正模型(ECM)及格兰杰(Granger)因果检验就外商在华直接投资与我国经济
增长的关系进行实证分析，然后建立FDI与我国GDP关系的计量经济模型。
一、样本数据的选取及基本特征
这里采用我国1984年以来FDI增长与经济增长的时间序列资料对两者之
间的关系进行分析。本文模型中采用的基本指标是增长率序列。选择增长率序
列的原因：一是根据研究目标，增长率是体现经济增长最为简单明了的指标；
二足从经验上看，按增长率建立的模型比较适合回归分析：三是对时间序列数
据来说，增长率相当于一次差分，有利于提高序列平稳性。样本数据见表l，
其数据来源：《中国统计年鉴(2001)》及国家统计局统计公报计算得到。。将表
1中的增长率数据绘制时间序列图(见图1)。
数据表明，1984年以来我国的外商直接投资和国内生产总值都保持着较强
的增长势头，但在1984至1994年期间，我国的经济增长变动、FDI增长变动
振幅较大，之后两者均变动振幅趋缓。说明了我国经济体制的变革和宏观调控
能力的增强。
图1还表明，我国经济增长变动与FDI增长变动的波峰波谷基本一致，这
说明其间可能存在着一定的相关性，我们可计算出两变量之间的相关系数为
r=0．76，可以看出两者之间有一定的相关性。为了研究这种相关关系，一般的
做法是根据现有的样本资料建立比较合适的回归方程。我们在进行传统的回归
m增长率的计算通常有两种方法，一种是以i：一期为基期．一种是以本期作为幕期．采用这两种方法计
算的增长率。当增长波动较大时，计算的增长速度是不均衡的．这单，FDI增蚝牢由于没有直接数据来源
我们采用计量经济学专家建议的方法t以自然对数变换后的差作为增长率，即，X的增长率=1nx，一
1nJ，一l·
28 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
分析时，要求所用的时间序列必须是平稳的，否则会产生“伪回归”(spurious
regression)问题。然而，现实中的经济时间序列通常都是非平稳的(即带有明
显的变化趋势)：破坏了平稳性的假定，为了使回归有意义，必须将其平稳化。
常用的方法是对水平序列进行差分，然后用差分序列进行回归，但这样做的结
果忽视了水平序列所包含的有用信息，而这些信息对分析问题来说既是必要的
又是重要的。而协整理论提供了一种处理非平稳数据的方法。
表I：样本数据
GDP增长率FDI增长率
年份
RGDP(％) RFDI(％)
1984 15．2 68．2
1985 13．5 27．8
1986 8．8 12．1
1987 11．6 21．1
1988 lt_3 32．2
1989 4．1 6
1990 3．8 2．8
1991 9．2 22．S
1992 14．2 92．5
1993 13．5 91．6
1994 12．6 20．5
1995 10．5 10．5
1996 9．6 IO．6
1997 8．8 8．1
1998 7=8 0．5
1999 -7．1 —12
2900 8 0．9
2001 7．3 13．9
图1
二、模型方法及实证
时间序列变量之间的协整关系是由Engle
和Granger首先提出的。协整指的是：尽管就
单个时间序列而言是非平稳的，但是两个或两
个以上时间序列的线性组合却是平稳的。协整
的意义在于他揭示了一种长期稳定的均衡关
系，满足协整关系的经济变量之间不能相互分
离太远，一次冲击只能使他们短时间内偏离均
衡位置，在长期中会自动恢复到均衡位置。在
对变量进行协整分析之前，首先需对变量的平
稳性进行检验，只有当变量在一阶平稳(即
10))的条件下，才能进行协整分析。
第四章实证分析FDI与我国经济增长的关系29
(一)变量的平稳性检验
本文采用ADF(Augmented Dickey—Fuller)单位根检验方法来检验变量的
平稳性。若变量x，的一阶差分是平稳的，则称变量X。有单位根，检验变量是否
为平稳的过程称为单位根检验。采用ADF检验方法对变量J，进行单位根检验，
即进行如下回归：
土
蚪l=口o+口lf+口2X卜l+Σ“M蚪I-j+甜I (4·1)
iM
并作假设检验：H。：口2=O；H，：口2<0。如果接受假设Ⅳo，而拒绝Hl，
则说明序列X，存在单位根，因而是非平稳的：否则说明序列X，不存在单位根，
即是平稳的。方程(4．1)中，t为时间趋势变量，k是使残差项为白噪声的最
优滞后阶数，文中采用赤池信息标准(Akaike Information Criterion，AIC)来决
定最优滞后阶数。AIC标准定义为：
AIC(q)：弛(婴)+29
』
其中，T为模型中的样本数，SSR为残差平方和，q为参数个数。用这一
方法，通过选择不同的k值计算(4．1)式找出使AIC值最小时的k值，这时
的k即是模型中合适的阶数。
对非平稳变量还需检验其一阶差分的平稳性。如果变量的一阶差分是平稳
的，则称此变量是，(1)的。所有变量都是一阶差分平稳是变量之间存在协整关
系的必要条件。检验两变量的平稳性，其检验结果见表2。
表2 ADF单位根检验结果
变量检验形式(c，T，K) ADF检验统计量临界值结论AIC
RGDP (C，0，3) ．3．2952 —4．0113 不平稳4．3827
△RGDP (0,0，1) -4．5981 ．2．741l 平稳4．8663
RFDI (C，0，1) ．3．0487 -3．9228 不平稳9．2662
△RFDI (0，0，1) ．4．5681 ．2．7411 平稳9．3443
注：检验形式(c，T，K)分别表示单位根检验方程包括常数项．时间趋势和滞后阶数t△表示差分算
子．表中均为1％显著性水平下的临界值。
由表2可知，两变量的水平序列都是非平稳的，而他们的一阶差分都是平
30 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
稳的，因此这些变量都是，(1)序列。于是，可进一步检验这两个变量间是否存
在协整关系。
(二)协整(co．integration)分析
检验协整性主要有两种方法：一是Engle—Granger(1987)提出的基于协整回
归残差的ADF两步法检验，二是Johansen(1988)和Juselius(1990)提出的基于
VAR的协整系统检验。由于本文只研究两个变量之间的协整关系，所以这里采
用ADF两步法检验。
先用OLS法对回归方程RGDPt=口+flRFDI，+“，进行估计，结果如下：
RGD只=7．8589+0．0825 RFDI， (4—2)
t_ (11．75)(4．65)
R2：0．57，i2=o．55，DW=I．19。
回归方程(4．2)说明，在1984年到2001年期间，外商直接投资增长变动
对我国经济增长变动有显著影响。DW检验值比较低，说明回归残差序列存在
着较严重的自相关。为了辨别FDI增长率与我国经济增长率之间是否有长期稳
定关系(协整关系)，还要对方程(4．2)的回归残差序列虬进行平稳性检验。
若”．是平稳的，则RGDP和RFDI是协整的，反之不是协整的。仍采用ADF
单位根检验，其结果如下：
表3 ADF单位根检验结果
变量梭验形式(c，T'K) ADF检验统计量临界值结论AIC
HI (C，Z,4) -3．5895 ．3．3588* 平稳3．874
洼：+爱示10％显著性水平F的幅界僵
检验结果表明，在5％dI％界值下变量RGDP与RFDI之间存在协整关系，估
计出的协整关系所对应的长期方程(4．2)即为协整方程。
协整方程表明，我国经济增长和外商直接投资增长之间存在着长期稳定的
均衡关系，且它们之间呈现同方向变动关系。所以，从长期来看，外商直接投
资对我国的经济增长有积极的影响。
(三)误差修正模型(ECM)估计
根据Granger定理，如果非平稳变量之间存在协整关系，则这些变量必有
误差修正模型表达式存在。所以，我们可以建立包括误差修正项(Ec)在内的
第四章实证分析FDI与我国经济增长的关系3 1
炭差修正模型，以此来研究模型的短期动态特征，误差修正项的大小表明了从
非均衡向长期均衡状态调整的速度，误差修正模型的一般形式为：
aRGDP,=‰+E％anGDP,。Σ％ARFDIf-J十asEC,一l+ut (4-3)
I=l I=0
其中，髓。表示协整方程的一阶滞后残差。
在模型的估计过程中，根据Hendry一般到特殊的建模方法，我们从滞后3
阶开始逐渐排除不显著的变量，得到适合模型(4-3)的估计结果如下：
ARGDP，3 o．3667ARGDPt一3+0．089579ARFDI。一O．5475崛一l (4．4)
t= (1．91 15) (4．2179) (．2．3677)
R2：O．7 页2：O．65 D．W：2．096
从上述结果可知，估计出的误差修正模型的残差不具有自相关性，是白噪
声序列，模型的拟合度不太高，为0．65，这可能是因为缺省了变量所致，但这
并不影响变量之间的关系，模型(4-4)中各解释变量的参数估计值的符号均符
合经济意义。模型的误差修『F项的系数为一0．5475，表明校正上一年非均衡的程
度为54．75％，说明从非均衡向长期均衡状态调整的速度较快，同时该系数也表
I凋外商直接投资增长率存在较大起伏的现象。从模型中A RFDI变量前的系数
可以发现，外商直接投资增长率的变化对GDP增长率的短期变化产生一定的影
响，但影响较小(8．96％)，变量RFDI各滞后期项均不显著，说明在样本期内
外商直接投资对我国经济增长的长期作用并不明显。
三、格兰杰因果检验及实证
(一)格氏因果检验
协整检验结果告诉我们外商直接投资的增长与经济增长之问存在长期的均
衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由外商直接投资的增长带
来经济的增长，还是经济增长带来外商直接投资的扩张需要进一步验证。
Granger(1969)和Sims(1972)提出的因果关系检验可以解决此类问题，该
检验是确定一个变量能否有助于预测另一个变量。如果变量x有助于预测变量
Y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能显著地增
强回归的解释能力，则称x是Y的格兰杰原因(记为“xjy”)；否则，称为非
格兰杰原因(记为“x多y”)。其检验的数学模型为：
32 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
Yt=c+Ea,yt一，+Eflyxt一，+t (4—5)
检验零假设为：x是y的非格兰杰原因，即H。：flo=f11．．．·=尾=0，检
验统计量为：
F 2面(RS孺SR-≮RSiSu)面／q～F(q,T-p-q-1) (4—6)
其中RSS月是限制性变量∥，=0(j=l，2，⋯，q)时(4—5)式OLS估计的
残差平方和：RSSU是非限制方程式(4．5)OLS估计的残差平方和：P，q分别
为Y和X的滞后阶数，我们可以根据赤池信息原则(AIC)来确定(先定P，再
定q)：T为样本容量。
Granger(1988)指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上
的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的。在存在协整
性的前提下，为了使推断更有效，我们需要引入误差修』下项，则检验模型变为：
"=c+Σ％Yt—f+Σ岛‘一』+rEc,一l+q(4-7)
i=1 j=0
其中Ec,一。为误差修正项(即协整方程中的回归残差项“，)，检验的零假设
和检验统计量不变。
(=)实证结果
利用(4—7)式进行格兰杰因果检验(结果见下表)，表中的滞后阶数(p，
q)是经过反复筛选后的最优值。
表5 格兰杰因果关系检验结果
检验变量(P，q) F_统计值临界值结论
GDPonFDl (2，2。) 4．75 3．8l FDIjGDP
FDI onGDP (2，2) 8．75 3．8l GDPjFDI
注：表中的临界位为5％显著性水平下的临界值．
结果表明：在5％显著水平下，上述统计结果是成立的，表明过去20多年
间我国吸收利用的FDI与我国的经济增长之间存在互为因果关系。即经济增长
是引起FDI增加的原因，FDI的增长也是经济增长的原因。一方面，我国经济
的持续增长会吸引更多的外商投资：另一方面，FDI的迅速增加最终也会促进
第四章实证分析FDI与我国经济增长的关系33
经济的增长，这同我国吸收利用外商直接投资的政策制定的初衷楣一致。
四、中国的实际GDP与FDI之间的互动关系
鉴于我国GDP与FDI的互为因果关系，我们用时间序列资料来分析中国
的实际GDP与FDI之间的互动关系。我们假定有下列循环式w汛结构：
Ml=Cl+口l(L)Yl，t一1+a2(L)yz，+“l (4-8)
乃，=乞+岛(三)M．，一J+b2(L)Y2，一l+鸬， (4—9)
式中Y。，和儿．分别是对数转换过的实际GDP和实际FDI；C，和C2是截矩项；
L是滞后处理器；Zy,=卫一．；对于j=1,2；q∞)与岛(￡)分别是行为
q(L)=口l+a2L+⋯+口∥L∥和6f(上)=乜+bzL+⋯+bq，厶．的自回归处理器；“和段
是白噪声残差项。滞后次数pi和qi要依实际情况而定。我们之所以假定本期
FDI影响本期GDP是因为投资支出显然是GDP的一部分。另一方面，由于投
资的决定一般是基于长期的考虑，所以我们假定FDI受前期GDP的影响，而
不受本期的影响。(这种循环式结构的假定是为了确保(4．8)和(4．9)唯一性
假定的成立)
下面列出了用三阶段最d'---乘法(3-stageleast squares，3SLS)估计得到的
结果，其中模型的最终设定是由实际资料决定的。在该模型中，FDI促进了GDP
的增加，而GDP的增加也吸引了FDI的流入。
对中国资料用三阶段最'b--乘估计的结果如下：
log(GDP,)=2．171+O．73llog(ODe—I)+O．】54109(FDI,)
t (9．1 048)(22．3758) (7．2702)
P (0．0000)(0．0000) (O．0000)
log(FDl,)2—8．282+1．．12109(GDP,一1)+1．263109(FDl,一1)一O．949109(FDI,一2)
t(-2．7154)(2．8158) (7．1312) (一3．9796)
P (O．0114)(0．0090) (O．0000) (0．0005)
可以得出：就短期弹性而占，FDI每增加一个百分点将使GDP年增加O，154
个百分点：丽GDP年增加～个百分点会使FDI增加1．112个百分点。就直接的
长期影响而论，FDI每增加一个百分点可使GDP增加O．591个百分点：GDP增
加一个百分点会使FDl增加1．66个百分点。比如，中国2001年的GDP为11590
亿美元，FDI为468亿美元，根据上述计算，如果FDI增加4．68亿美元，当年
34 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
司’使GDP增加约17+85亿美元。同样地，如果GDP当年增趣l 15．9亿美元，烽
在第二年使FDI增加约5．2亿美元。
结论35
结论
根据上面关于FDI与我国经济增长的影响及关系的实证分析，我们可以得
到如下结论：自改革开放以来。外商直接投资对我国的经济发展起到了促进作
用。FDI通过加速资金积累，推动技术进步，创造就业机会，增加财政收入，
促进我国市场化改革及我国经济的国际化步伐在促进我国经济增长方丽发挥了
重要作用。实证分析也证明了这一点。
我们采用变量的协整分析技术和误差修正模型，通过分析国内生产总值增
长率和FDI增长率之间的关系，研究了FDI从长期和短期对我国经济增长的影
响。结果表明，从长期来看，FDI增长与GDP增长之间存在稳定的均衡关系，
FDI对我国的GDP产生一定程度的影响，并且是一种正向关系，即FDI对我国
经济的长期增长起了积极的促进作用。所以，我国应继续积极的吸引外商直接
投资，以促进我国的经济增长。从反映短期动态关系的误差修正模型看，FDI
的波动与国内生产总值的波动是一种正向关系，即短期内FDI的增加促进了经
济增长，但系数不高说明外商直接投资对我国经济总量增长率的贡献还不是很
高。实证结果显示，在5％显著性水平下，FDI的增长与GDP的增长之间互为
因果关系。
鉴于我国实际GDP与FDI之间的互动反馈关系。我们建立VAR互动循环
模型，采用三阶段最小二乘法可得FDI与GDP的互相促进关系。结果说明我
国引进外资的政策是正确的，达到了预期目的。
36 外商直接投资对我国经济增长的影响及相互关系
附录
附表1：我国利用外商直接投资情况
年份协议项目协议金额协议增长率实际金额实际增长率
(年) (个) (亿美元) (％) (亿美元) (％)
1979．1982 922 60．12 ● 11．68 -
1983 470 17．32 一6 36 一
1984 1856 26．5l 53 12 58 98
1985 3073 59．32 124 16．6l 32
1986 1498 28．34 ．52 18．74 13
1987 2233 37．09 3l 23．14 23
1988 5945 52．97 43 31．94 38
1989 5779 56 6 33．92 6
1990 7273 65．96 18 34．87 3
199l 12978 119．77 82 43．66 25
1992 48764 581．24 385 110．07 152
1993 83437 lll4_36 92 275．15 150
1994 47549 826．8 ．26 337．67 23
1995 370ll 912．82 10 375．2l ll
1996 24556 732．76 —20 417．26 ll
1997 2100l 510．04 -30 452．57 8
1998 19799 521．22 2 454．63 0
1999 16918 412．23 -2l 403．19 -11
2000 22532 626．57 52 407．72 l
资料来源：根据各年‘中国统计年鉴》计算得到
附录37
附表2：外国直接投资占中国固定资产投资的比重
全社会固定资产外商实际直接投资人民币对美元比重(％)
年份
投资(亿元)(a) (亿美元)(b) 年平均汇价(c) d=rb+e)／a
1984 1832．9 12．58 2_33 1．59
1985 2543．2 16．6l 2．94 1．92
1986 3120．6 18．74 3．45 2．07
1987 3791 7 23．14 3．72 2．17
1988 4753．8 31．94 3．72 2．50
】989 4410．4 33．92 3．77 2．90
1990 4517．0 34．87 4．78 3．69
1991 5594．5 43．66 5．43 4．24
1992 8080．1 110．07 5．75 7 83
1993 13072．3 275．15 5．75 12．10
1994 17042．1 337．67 8．62 17．08
1995 20019．3 375．2l 8．35 15．65
1996 22947．0 417．26 8．3l 15．09
1997 24941 1 452．57 8．29 14．87
1998 28408 2 454．63 8．28 13 22
1999 29854．7 403．19 8．278 11．18
2000 32917．73 407．15 8．278 10．24
资料来源：根据各年《中国统计年鉴》计算得到
38 外商直接投资对我嘲经济增长的影响及相互关系
附表3：夕l、商投资的方式结构
1991篷1993年1996年2000年
投资方式金额比重金额比重金额比重金额比凰
(万美元) (％) (万美元) (％) (万美元) (％) (万美嚣) (％)
外商直接投资436634 100 2751495 lOO 4172552 100 407148l 100
含资经营企业229896 52．65 1534778 55．78 2075450 49．74 1447326 3S．55％
台作经营企业76360 17．49 523756 19．04 810943 19．44 659575 16 20％
辩资金溉113474 25．99 650557 23。64 12606i4 30．21 1926388 47．31％
仑捧舞麓16904 3，87 42404 1．54 25545 0．6l 38192 0．94％
附表4：外资投资的产业结构
1991艇1993年1996年2000年
产韭金额比重金额眈藏金额眈燕金额比蘑
(亿荚元) (％) (亿美元) (％) (亿美元) (％) (亿美元) (％)
合计119．77 100 1114．36 loo 732．76 100 623．8 100
第一产娩2。2 1．84 l{。9l 1．07 {1．39 1．55 14，83 2，3S
第二产娥97．57 81．46 551．33 49．48 525 71．65 468．18 75．05
第三产业20 16．7 55I．12 49．46 196．37 26．8 140．78 22．57
瓷辩来纛：擐撂各年‘串謇统量}年簇≥诗篝褥戮
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后记
后记
首先感谢我的导师刘凤芹副教授!
在过去的三年中，她在学习、生活等各个方面给予我许多关心
和帮助，而且在此文的整个写作过程中，刘老师也给了我许多建议
和帮助，才使我能够顺利完成。她严谨的治学态度，渊博的学识，
宽以待人的风范及高尚的品格，将使我受益终生。
特别要感谢经济系的杜两省老师、王玉霞老师、邓春玲老师、
刘英群老师、姜广东老师、段鹏飞老师和经济系的其他老师，及已
离我们而去的李笠农老师。正是他们的教导和帮助令我在经济学的
世界里找到了方向。
我也要感谢我的父母和姐姐，是他们在生活中给予了我很大支
持，使我能够顺利完成学业。还有我的学友们，与他们的讨论给了
我很大的启发。
由于本人学识有限，文中错误在所难免，敬请各位老师批评指
正。在此深表感谢!
最后，再次向所有关心、帮助、和支持过我的老师和朋友致以
我最诚挚的谢意!
董庆生
2002年11月