四川省FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

曹秋菊，雷 蕾

（湖南商學(xué)院 財(cái)政金融學(xué)院，長(zhǎng)沙 410205）

1 問題的提出

外商直接投資與發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的熱門話題。四川是我國(guó)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展卓有成效的省份之一，伴隨經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程加快，四川經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與世界經(jīng)濟(jì)的融合程度也得到了迅速提高。同時(shí)，國(guó)家在西部開發(fā)政策中進(jìn)一步擴(kuò)大了外商直接投資領(lǐng)域，拓寬了外資投入的渠道，使得四川經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)吸引了大量外商直接投資（FDI），1987～2007 年，四川省外商直接投資從 199 萬(wàn)美元增加到149322萬(wàn)美元，研究該省的FDI對(duì)GDP的增長(zhǎng)具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)FDI對(duì)該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展究竟起到了多大作用，以便為該省引進(jìn)外商直接投資的政策與策略的調(diào)整優(yōu)化提供科學(xué)依據(jù)。

2 實(shí)證過程與結(jié)果分析

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 假設(shè)條件

影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素有許多，例如投資量、勞動(dòng)量等。一般情況下，投資量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成正比；勞動(dòng)量，在勞動(dòng)者同生產(chǎn)資料數(shù)量、結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的條件下，勞動(dòng)者數(shù)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成正比；生產(chǎn)率，生產(chǎn)率是指資源（包括人力、物力、財(cái)力）利用的效率，提高生產(chǎn)率也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接作出貢獻(xiàn)，還有一國(guó)的政策、體制和對(duì)外開放的程度等等。本文假定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其他影響因素不變，只考察外商直接投資對(duì)四川省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

2.1.2 數(shù)據(jù)來源及處理

本文主要采取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP）和外商直接投資（FDI）這兩個(gè)數(shù)據(jù)。在實(shí)證分析中取1987～2007年為數(shù)據(jù)的樣本數(shù)據(jù)區(qū)間，所有數(shù)據(jù)來源于歷年的《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《四川統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。需特別說明的是，在1997年以前，重慶還沒有被劃分為直轄市，因此四川在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)時(shí)是包括了重慶市的，而在重慶市被劃分為直轄市即1997以后，四川統(tǒng)計(jì)年鑒中又沒有把重慶市的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)在內(nèi)，為了更好的分析外商直接投資對(duì)四川經(jīng)濟(jì)的影響，本文在整理數(shù)據(jù)時(shí)，將1987～1997年的四川統(tǒng)計(jì)數(shù)值都減去了重慶市的統(tǒng)計(jì)數(shù)值。

2.1.3 模型設(shè)立

在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)中，經(jīng)過對(duì)變量的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量存在常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)，因此本文選取的模型方程為：

Δxt=α+βt+ρxt-1+∑θtΔxt-1+εt

在進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)，為了分析外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文選取FDI作為自變量，GDP為因變量；為了消除可能的異方差，對(duì)GDP與FDI兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得出新的變量序列，分別記為L(zhǎng)NGDP與LNFDI，本文建立如下線性方程：

LNGDP=β+αLNFDI+[AR(1)]

在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，分析的是兩個(gè)變量的相互關(guān)系，因此不存在模型的選擇。

2.2 時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.2.1 平穩(wěn)的定義及其檢驗(yàn)方法

如果隨機(jī)序列二階矩有界，并且滿足一下條件：

（1）對(duì)任意整數(shù) t，E(yt)=μ，μ 為常數(shù)；

（2）對(duì)任意整數(shù) t和 s，自協(xié)方差函數(shù) Yu，僅與 s有關(guān)，同個(gè)別時(shí)刻t無關(guān)。

這樣的序列稱為寬平穩(wěn)隨機(jī)序列，或弱平穩(wěn)。本文中所指的“平穩(wěn)”的含義也是“協(xié)方差平穩(wěn)”。

要驗(yàn)證時(shí)間序列變量是否是非平穩(wěn)的、是否具有隨機(jī)趨勢(shì)，就要對(duì)序列變量及其差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。如果變量不能拒絕有單位根，則認(rèn)為是非平穩(wěn)的，存在隨機(jī)趨勢(shì)。一般采用迪克—富勒檢驗(yàn)（Augmented Dickey Fuller(ADF)Test）平穩(wěn)性。

在ADF檢驗(yàn)中，為了保證方程的εt是白噪聲，在方程右邊加了一些滯后項(xiàng)，于是單位根檢驗(yàn)的回歸方程為：

Δxt=ρxt-1+∑θtΔxt-1+εt

該方程稱為模型1。如果包含常數(shù)項(xiàng)，則為模型2：

Δxt=α+ρxt-1+∑θtΔxt-1+εt

如果在加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，則為模型3：

Δxt=α+βt+ρxt-1+∑θtΔxt-1+εt

時(shí)間檢驗(yàn)時(shí)從模型3開始，然后模型2、模型1，何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時(shí)檢驗(yàn)停止。這里的零假設(shè)為：Ho：ρ=1，否則，就要繼續(xù)檢驗(yàn)，換句話說，只有檢驗(yàn)到最后，才能得到原序列存在單位根的結(jié)論。

2.2.2 ADF的步驟如下

（1）估計(jì)回歸式 Δxt=α+βt+ρxt-1+ΣθtΔxt-1+εt

在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)ρ顯著的不為0，則序列X存在單位根，說明是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)。否則，繼續(xù)第二步。

（2）給定ρ=0，在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)顯著的不為0，則進(jìn)入第三步，否則表明模型不含時(shí)間趨勢(shì)，進(jìn)入第四步。

（3）用一般的分布檢驗(yàn)ρ=0。在給定參數(shù)ρ顯著的不為0，則序列X存在單位根，是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)。否則，序列X存在單位根，是非平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)。

（4）估計(jì)回歸式 Δxt=α+ρxt-1+ΣθtΔxt-1+εt

在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)ρ顯著地不為0，則序列X存在單位根，是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)。否則，繼續(xù)下一步。

（5）給定ρ=0，在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)α顯著的不為0，表明含有常數(shù)項(xiàng)，則進(jìn)入第三步。否則，繼續(xù)下一步。

（6）估計(jì)回歸式 Δxt=α+ρxt-1+ΣθtΔxt-1+εt

在給定ADF臨界值的顯著水平下，如果參數(shù)ρ顯著地不為0，則序列X不存在單位根，是平穩(wěn)的，結(jié)束檢驗(yàn)。否則，序列X存在單位根，是非平穩(wěn)序列，結(jié)束檢驗(yàn)。

2.2.3 單位根檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果

為研究GDP與FDI具體的相關(guān)關(guān)系，需要建立兩者的回歸方程，為了消除可能的異方差，對(duì)GDP與FDI兩個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，得出新的變量序列，分別記為L(zhǎng)NGDP與LNFDI。對(duì)LNFDI序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，首先確定有無趨勢(shì)，常數(shù)項(xiàng)以及滯后期數(shù)。一般的順序是：先選含趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)的檢驗(yàn)，如果趨勢(shì)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不明顯，就再選只含常數(shù)項(xiàng)的，如果常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量不明顯，就選擇常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)均不包括的一項(xiàng)。滯后期的確定主要是根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則來確定，即遵循AIC值和SC值越小越好。

針對(duì)LNFDI序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)我們先選含趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNFDI

由1表可知，ADF統(tǒng)計(jì)的檢驗(yàn)值為-2.329960，其值均大于在1%，5%和10%的顯著性水平下的臨界值，故不能拒絕原假設(shè)，因此，我們認(rèn)為L(zhǎng)NFDI序列是非平穩(wěn)序列，具有單位根。繼續(xù)對(duì)LNFDI一階差分LNFDI 1序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果如表2所示。

由表2可知，ADF統(tǒng)計(jì)的檢驗(yàn)值為-6.724591，其值明顯小于不同檢驗(yàn)水平下的三個(gè)臨界值，故拒絕原假設(shè)，即LNFDI 1序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

因此，LNFDI-I（1）為一階單整序列。

同理，我們對(duì)LNGDP序列進(jìn)行同樣的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3可知，ADF統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值為-2.361796，其值大于各個(gè)顯著水平下的臨界值，故不能拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為該序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。繼續(xù)對(duì)LNGDP序列的一階差分LNGDP 1序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

由表4可知，ADF的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-5.729733，小于各個(gè)顯著水平下的臨界值，故拒絕原假設(shè)，即LNGDP 1序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，所以LNGDP-I(1)為一階單整序列。

表2 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNFDI 1

表3 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNGDP

表4 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNGDP 1

檢驗(yàn)結(jié)果表明：LNFDI，LNGDP在α=5%的顯著性水平下是非平穩(wěn)序列，一階差分后的序列在α=5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，即為一階單整序列，符合了協(xié)整的前提條件。

2.3 協(xié)整分析

2.3.1 協(xié)整定義以及檢驗(yàn)方法

協(xié)整是指盡管每個(gè)變量自身可能是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合卻是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)及協(xié)整向量的估計(jì)方法有很多，如Engle-Granger兩步法、Johansen最大似然法。由于本文討論兩個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，所以采用兩變量的Engle-Granger檢驗(yàn)，下面作簡(jiǎn)要介紹。

首先用最小二乘估計(jì)協(xié)整向量：yu=c+y2y2t+…+ynymt+μt

其中，（1-y2…yn）是協(xié)整向量。

然后計(jì)算殘差并檢驗(yàn)殘差是否是單位根過程。若時(shí)間序列 Xt,Yt都是 d 階單整，即 Xt?I(d)，Yt?I(d)，利用最小二乘法(OLS)用一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量回歸，即有 Yt=α+βXt+et，用和表示回歸系數(shù)的估計(jì)值，則模型殘差估計(jì)值為若是平穩(wěn)序列，即則Xt和Yt具有協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為

2.3.2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分析

首先對(duì)變量進(jìn)行OLS回歸，估計(jì)LNGDP對(duì)LNFDI的回歸方程，協(xié)整回歸模型如下式及表6。

LNGDP=19.38091218+0.0274743664*LNFDI+[AR(1)=0.98660418]

其次，檢驗(yàn)殘差序列是否平穩(wěn)，對(duì)協(xié)整回歸方程估計(jì)殘差序列e進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表7。

由表7可知，殘差在5%臨界值水平下為平穩(wěn)序列即LNGDP與LNFDI此時(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

2.4.1 檢驗(yàn)原理

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要對(duì)均衡關(guān)系進(jìn)一步驗(yàn)證。格蘭杰提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決此類問題。其基本原理是：在做Y對(duì)其他變量（包括自身的過去值）的回歸時(shí)，如果把X的滯后值包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對(duì)Y的預(yù)測(cè),我們就說X是Y的（格蘭杰）原因;類似地可定義Y是X的（格蘭杰）原因。同樣，為了更好的分析二者的因果關(guān)系，我們也假定這兩個(gè)變量都不受其他因素的影響。

表5 四川省1987～2007年GDP與FDI基礎(chǔ)數(shù)據(jù)

表6 LNGDP對(duì)LNFDI的回歸分析

表7 殘差e序列的ADF檢驗(yàn)

2.4.2 Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)際上是建立在兩個(gè)變量回歸的基礎(chǔ)上，所以在進(jìn)行檢驗(yàn)前都應(yīng)考察序列的平穩(wěn)性。而在對(duì)非平穩(wěn)序列進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)前應(yīng)對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，若二者存在協(xié)整關(guān)系，再對(duì)二者進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。同樣運(yùn)用Eviews5.0對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表8所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)確定5%的顯著性水平時(shí)，在滯期數(shù)為1時(shí)，LNGDP在8.635%的水平上為L(zhǎng)NFDI的Granger原因，LNGDP是LNFDI的Granger原因，LNFDI與 LNGDP不互為因果，是一種單向的關(guān)系，在滯期數(shù)為2.5時(shí)，LNFDI與LNGDP互相獨(dú)立，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商投資之間沒有影響，在滯期數(shù)為6時(shí)，LNFDI與LNGDP存在Granger因果關(guān)系，即二者存在相互促進(jìn)的關(guān)系?？梢钥闯觯诙唐趦?nèi)，GDP的增長(zhǎng)可以吸引更多的外商投資，在中長(zhǎng)期內(nèi)FDI對(duì)GDP的增長(zhǎng)沒有促進(jìn)作用，GDP的增長(zhǎng)也不能導(dǎo)致更多的FDI的引進(jìn)，但在長(zhǎng)期內(nèi)，GDP的增長(zhǎng)可以吸引更多的外商投資，并且外商投資的增加可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

表8 LNGDP與LNFDI的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié)論

（1）隨著改革開放以來，經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的腳步不斷加快，四川省外商直接投資規(guī)模迅速發(fā)展，對(duì)四川經(jīng)濟(jì)總量的拉動(dòng)作用較大。

（2）通過對(duì)外商直接投資與四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析，結(jié)果表明：雖然四川的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外商直接投資各自是非平穩(wěn)的，但二者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的，也就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和外商直接投資表現(xiàn)出協(xié)同變化的一致趨勢(shì)，即二者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（3）在假設(shè)GDP和FDI不受其他因素影響的前提下，由Granger因果檢驗(yàn)得出FDI與GDP在短期中一種單向的Granger因果關(guān)系，即四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了外商直接投資的增加，在中長(zhǎng)期內(nèi)，F(xiàn)DI與GDP存在相互獨(dú)立的關(guān)系，但在長(zhǎng)期內(nèi)，F(xiàn)DI與GDP存在相互促進(jìn)的關(guān)系，即外商投資的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)又會(huì)吸引更多的外商投資。

此外，需要注意的是，本文所選用的數(shù)據(jù)年限較短，僅21年，但是，在一定程度上還是具有一定的代表性，其基本分析的結(jié)果是可信的。

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