FDI 對我國經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的影響研究
——基于VEC 誤差修正模型

岳露露

（河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)，石家莊050000）

一、引言

外商直接投資是一個重要的經(jīng)濟(jì)變量，研究它的流入數(shù)量對我國經(jīng)濟(jì)增長具有十分重要的意義。本文對外商直接投資、經(jīng)濟(jì)增長以及就業(yè)這三個變量構(gòu)建VEC 模型，進(jìn)行計(jì)量分析。這對于改善我國的投資環(huán)境，推動我國經(jīng)濟(jì)科學(xué)發(fā)展具有非常重要的意義。

外商直接投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的作用效果如何存在不同意見，大多數(shù)國外的研究學(xué)者認(rèn)為，F(xiàn)DI對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響是正向促進(jìn)的。例如，Jun 對東亞的國家的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明發(fā)展中國家的FDI 隨經(jīng)濟(jì)增長的增加而增加；也存在一部分外國的研究學(xué)者得出了相反的結(jié)論，Most 把理論和實(shí)證相結(jié)合，結(jié)果表明發(fā)展中國家FDI 隨經(jīng)濟(jì)增長的增加而降低。除此之外，我國的研究學(xué)者也進(jìn)行了一系列的實(shí)證研究，結(jié)果表明FDI 對我國經(jīng)濟(jì)增長是正向的。毛英通過研究FDI 對出口貿(mào)易等變量的影響系數(shù)表明FDI 能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

本文根據(jù)我國1987-2018 年的時間序列數(shù)據(jù)，引入就業(yè)變量，對FDI、經(jīng)濟(jì)增長以及就業(yè)這三個變量構(gòu)建VEC 模型，進(jìn)行計(jì)量分析。結(jié)果表明:我國經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)受到FDI 的促進(jìn)作用，F(xiàn)DI 的流入受我國的經(jīng)濟(jì)增長的積極影響，但是呈現(xiàn)上下波動的態(tài)勢。FDI 和經(jīng)濟(jì)增長之間存在因果關(guān)系，同時FDI的流入帶來了就業(yè)的增加，和經(jīng)濟(jì)增長互相促進(jìn)。

二、基于VEC 模型的實(shí)證研究

（一）指標(biāo)選取

因?yàn)樵诘谝划a(chǎn)業(yè)中，我國的外商投資所占的比重非常小，因此我們需要區(qū)別地對待總的GDP 和我國三大產(chǎn)業(yè)總就業(yè)人數(shù)，否則很有可能我們會把FDI 對我國經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的影響低估。因此，這篇文章的經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)GDP 只是代表第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的總值，就業(yè)指標(biāo)JY 只是代表第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的總就業(yè)人數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取了1987-2019 年間的我國年度數(shù)據(jù)，其中數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）實(shí)證分析

1.實(shí)證分析模型

VAR 模型可以用于處理多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測。這個模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

其中k 維矩陣Φ1，…，Φp 和k×d 維矩陣H是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。yt 的各分量都是不平穩(wěn)的變量，xt是t 維外生變量列向量，p 是滯后階數(shù)，T 是樣本個數(shù)。εt 是k 維擾動列向量。

如果yt 所包含的k 個序列之間存在協(xié)整關(guān)系，則

其中每個方程的誤差項(xiàng)εi（i=1，2，…，k）都具有平穩(wěn)性。一個協(xié)整體系有多種表示形式，我們可以用誤差修正模型來處理這種問題。

系數(shù)矩陣α 用來表示當(dāng)變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度。ecmt-1=βyt-1是誤差修正項(xiàng)，用來反映變量之間的長期的均衡關(guān)系，

2.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和模型的穩(wěn)定性測試

首先，我們對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。為了消除異方差的影響，我們對三個變量取對數(shù)處理，分別表示為LFDI、LG 和LJY。本文采用ADF 單位根檢驗(yàn)異方差，對LGDP、LJY、LFDI 進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表1 所示。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)表

從上面的表格的結(jié)果，我們可以看出，LFDI、LG和LJ 都不平穩(wěn)，但對它們進(jìn)行一階差分之后，所得到的序列都是平穩(wěn)的。因此，我們可以得出LFDI、LGDP 和LJY 都是一階單整的序列。

下面用DFDI、DLG 和DLJY 的時間序列數(shù)據(jù)來建立VAR 模型。首先我們需要確定這個時間序列的滯后階數(shù)，根據(jù)LR、AIC、SC 等這些準(zhǔn)則來確定最優(yōu)的滯后階數(shù)。分析下面的表格再根據(jù)準(zhǔn)則推薦的滯后期是5 階，我們可以確定這個模型的最優(yōu)滯后期為5。

圖1 單位根檢驗(yàn)圖

表2 VAR 模型的滯后階數(shù)選擇

從AR 根的測試結(jié)果（見圖1）中我們可以看出，上述變量的所有的單位根是位于單位根圓內(nèi)的，所以，我們所設(shè)定的滯后階數(shù)是5 階的VAR 模型是穩(wěn)定的。這說明我們選取的三個變量之間是存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系的，因此我們接下來可以進(jìn)行下一步分析。

3.Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

為了判斷各變量之間的協(xié)整關(guān)系，本文對上面的變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下所示（見表3 和表4）。分析表格我們可以知道，LFDI、LGDP 和LJY 這三者之間是存在著長期均衡的關(guān)系的。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

上面的文章運(yùn)用了Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)法對變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，得到了變量間存在著協(xié)整關(guān)系的結(jié)論，但是我們對于各變量之間短期的相互影響關(guān)系我們還不知道。因此，本文采用了格蘭杰因果檢驗(yàn)來考察各變量之間的相互影響關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果（如表5）表明就業(yè)人數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資之間是互為格蘭杰原因的，為下面的分析奠定了理論基礎(chǔ)。

表3 跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)

表4 最大特征根檢驗(yàn)

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

5.建立誤差修正模型

參照上面我們的協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以知道，就業(yè)人數(shù)、GDP 和外商直接投資之間存在長期均衡關(guān)系，為了更好地考察變量之間的沖擊影響，本文通過構(gòu)建誤差修正模型（VECM）來衡量就業(yè)人數(shù)、GDP 和外商直接投資偏離均衡狀態(tài)時的不同的反饋效應(yīng)。

協(xié)整方程：

ECM1，t-1=LFDI（-1）-1.810344LJY（-1）+10.89081 ECM2，t-1=LGDP（-1）-4.277138LJY（-1）+33.86165

對于外商直接投資誤差修正方程的誤差修正項(xiàng)的系數(shù)值為-0.628242 和-0.449869，從數(shù)值上來看是較大的，這從一定程度上說明外商直接投資從短期的均衡水平偏向長期均衡的速度是相對比較快的，國內(nèi)生產(chǎn)總值誤差修正方程的誤差修正系數(shù)為-0.214282 和-0.675691，這個數(shù)值表明T 時期的變量變化會對前面T-1 時期的非均衡誤差形成21.48%的修正率，對T-2 時期的非均衡誤差形成67.57%的修正率。

表6 誤差修正模型估計(jì)系數(shù)

6.脈沖響應(yīng)分析

從圖2 的分析，我們可以看到，外商直接投資的正沖擊對經(jīng)濟(jì)增長是有一定影響，這種影響是呈現(xiàn)一定的波動性，從圖中可以看出這種影響是正向帶動作用。

從圖3 中可以看出，達(dá)到最大的正響應(yīng)后開始下降，到第八期開始趨于穩(wěn)定的正向響應(yīng)，從長期看來FDI 的增加帶動了我國的就業(yè)人數(shù)的增長。

圖2 LGDP 對LFDI 的脈沖響應(yīng)

圖3 LJY 對LFDI 的脈沖響應(yīng)

分析下圖，我們可以看出，經(jīng)濟(jì)增長對外商直接投資的影響是呈現(xiàn)波動狀態(tài)的，有負(fù)值出現(xiàn)，這表明外商投資的引入和經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)系是比較復(fù)雜的，包括經(jīng)濟(jì)，環(huán)境等等。這些都會造成FDI 對經(jīng)濟(jì)增長的不穩(wěn)定影響。

圖4 LFDI 對LGDP 的脈沖響應(yīng)

7.方差分解模型分析

為了比較在外商直接投資、就業(yè)人數(shù)和經(jīng)濟(jì)增長的變化中的沖擊對它們帶來的重要性的相對大小，本文進(jìn)行了方差分解分析。

分析下面的表格，外商直接投資的波動，起初只是受到其自身波動的影響，經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)水平對它的沖擊影響，在初期之后才慢慢地表現(xiàn)出來，從表格中，我們可以看到這種影響從第九期之后，它開始慢慢變得穩(wěn)定起來，穩(wěn)定在26%左右。分析其中的原因，這應(yīng)該是因?yàn)橛绊慒DI 的的不確定性因素是比較多的，這個分析結(jié)果表明而我國的經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)對FDI 的影響在一定程度上是有限的。

由表8 可以看出，我們可以看到經(jīng)濟(jì)增長從第一期起就受到自身波動和FDI 的波動帶來的影響，經(jīng)濟(jì)增長受到FDI 的影響是逐漸加強(qiáng)的。但是我們可以從表格中看到從第七期開始這種影響趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定在84%左右，這種分析結(jié)果就表明FDI 能夠帶動我國的經(jīng)濟(jì)增長。

表7 LFDI 方差分解

分析表格，我們可以知道，我國的就業(yè)情況是受到自身、國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商直接投資的影響。從表格可以看出，外商直接投資波動的沖擊對就業(yè)的影響起初是1.66%，隨著時間的推移，這種沖擊的影響是漸漸地變大的，從表格中可以看出是在第4 期的時候達(dá)到了最大，但我們又可以看到后面這種影響就基本穩(wěn)定在4%左右了。因此外商直接投資影響就業(yè)。

表8 LGDP 方差分解

表9 LJY 方差分解

三、結(jié)論與政策建議

（一）保證FDI“增量”十分關(guān)鍵

從脈沖響應(yīng)分析，我們可以看到FDI 對我國經(jīng)濟(jì)增長是有明顯的促進(jìn)作用的。從方差分解分析，我們可以看得到FDI 能夠帶動我國經(jīng)濟(jì)增長，因此我們應(yīng)該要抓住發(fā)展的機(jī)遇，使FDI 對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用得到充分利用。

（二）優(yōu)化制度和政策環(huán)境

從以上分析來看，經(jīng)濟(jì)增長受外商直接投資的影響總體是積極的，但有一定的波動趨勢，我們要做的是把現(xiàn)存的制度能夠用好，關(guān)于外商直接投資的法律可以更加地規(guī)范和標(biāo)準(zhǔn)化。創(chuàng)造一個對外資投資經(jīng)營更好的環(huán)境，使優(yōu)質(zhì)的FDI 能夠留住。

（三）側(cè)重挑選具有產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)的優(yōu)質(zhì)外商投資

從以上分析來看，F(xiàn)DI 會帶動我國的就業(yè)人數(shù)的增加。從長遠(yuǎn)看來，外商來我國投資辦廠是能夠增加就業(yè)機(jī)會的。我們應(yīng)該努力吸引外資來我國投資辦廠，但是在努力吸引外資的同時，我們也要根據(jù)不同地區(qū)的特點(diǎn)，科學(xué)地選擇優(yōu)質(zhì)的FDI，從而擴(kuò)大當(dāng)?shù)氐木蜆I(yè)人數(shù)。