摘 要:运用协整检验、误差修正模型及Granger 因果关系检验对云南省外商直接投资(FDI)和经济增长之间的关系进行实证分析,结果表明,外商直接投资与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,FDI每增加1%,GDP增加0.424%。当FDI短期波动偏离长期均衡时,经济系统将以0.08的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态,在90%的显著水平下,FDI是GDP的Granger成因;而GDP不是FDI的Granger成因。
　　关键词:FDI;经济增长;协整检验;误差修正模型
　　中图分类号:F0文献标识码:A文章编号:1672-3198(2009)16-0076-02
　　
　　1 数据与模型
　　
　　1.1 数据选取
　　为了分析云南省外商直接投资与经济增长之间的关系,本文选取云南省实际利用外资额FDI和云南省GDP分别代表云南省外商直接投资与经济增长,数据来源于《云南省统计年鉴》(1985-2007年)。由于统计年鉴上提供的FDI数据是以美元计的,本文用历年人民币对美元的平均汇率对FDI做了换算。同时,为了消除价格影响和数据中异方差的影响,以1985年为基期对数据序列进行平减同时取对数,得到的新序列记为1nFDI和1nGDP。
　　1.2 方法与模型
　　通过对原始数据的观察可知,云南省外商直接投资FDI与经济增长GDP呈现出不断增长的趋势,具有较强的趋势性,且变动的方向和步调较为一致,这说明它们之间存在着较强的相关关系。经检验,两变量的相关系数为0.9098。对lnFDI和lnGDP序列做序列图,发现两变量均表现出非平稳的特征,但具有共同的趋势,表明可能存在协整关系,因此考虑采用协整检验、误差修正模型及Granger 因果关系检验对云南省外商直接投资与经济增长之间的关系进行了实证分析。
　　(1)协整检验。
　　协整关系反映了变量之间长期稳定的比例关系,为检验两变量是否协整,Engle和Granger于1987年提出了两步检验法,也称为EG检验。
　　第一步,用OLS方法估计下列方程
　　Yt=α+βXt+εt(1)
　　得到:
　　t=+Xt
　　et=Yt-t(2)
　　称为协整回归。
　　第二步,检验t的单整性。如果t为平稳序列,则认为变量Xt,Yt为(1,1)阶协整。如果t为一阶单整,则认为变量Xt,Yt为(2,1)阶协整。检验t的单整性的方法有DF检验或ADF检验。
　　(2)误差修正模型。
　　误差修正模型(ECM:Error Correction Mode1)称为DHSY模型。该模型作用在于不依赖某些解释变量,但依赖于解释变量与被解释变量长期关系的偏离以及对被解释变量的短期调整。
　　对于(1,1)阶自回归分布滞后模型:
　　yt=β0+β1xt+β2yt-1+β3xt-1+εt(3)
　　移项后整理得:
　　Δyt=β0+β1Δxt+(β2-1)(y-β1+β31-β2x)t-1+εt(4)
　　方程4为ECM,其中y-β1+β31-β2x为误差修正项,记为ecm。方程4可简化为Δyt=β0+β1Δxt+yecm+εt。该模型揭示了因变量的短期波动Δyt是如何被决定的。Δyt一方面受到自变量短期波动Δxt的影响,另一方面还取决于ecm,y反映了对偏离长期均衡的调整力度。y-β1+β31-β2x表示Y和x 之间的长期均衡关系。
　　(3)格兰杰因果检验。
　　我们用格兰杰检验(GrangerTest)来检验FDI与GDP之间的因果关系。
　　检验要求估计以下的回归:
　　GDPt=∑ni=1αiFDIt-i+∑ni=1βiGDPt-i+μ1t(5)
　　FDIt=∑mi=1λiFDIt-i+∑mi=1δiGDPt-i+μ2t(6)
　　(假定μ1t与μ2t不相关)
　　根据格兰杰检验,按照如下规则,判断GDP和I的因果关系:
　　①如果(方程5)中的FDI各滞后项前的参数整体不为零,而(方程6)中GDP各滞后项前的参数整体为零,则表明有从FDI到GDP的单向因果关系。
　　②反之,如果对(方程5)中FDI各滞后项前的参数整体为零,而(方程6)中GDP各滞后项前的参数整体不为零,则表明有从GDP到FDI的单向因果关系。
　　③如果FDI和GDP各滞后项前的参数整体不为零,这表示有反馈或双向因果关系。
　　④最后,如果FDII和GDP各滞后项前的参数整体为零,就表示两者之间各自是独立的。
　　
　　2 实证分析
　　
　　2.1 单位根检验
　　根据协整理论,对于两个非平稳时间序列,只有其单整阶数相同时才有可能协整。因此,检验时间序列是否具有协整关系,首先应检验序列的平稳性,本文采用ADF单位根检验判断序列的平稳性。由检验结果如下。
　　由表1知,lnFDI和lnGDP的t检验统计量分别大于显著性水平为90%和95%临界值,接受原假设,说明原序列是非平稳的。对序列作一阶差分,对其一阶差分序列ΔlnFDI 和ΔlnGDPI进行单位根检验,发现ΔlnFDI和ΔlnGDP的t检验统计量都小于95% 显著水平下的临界值,说明在95%的置信水平下拒绝原假设,认为ΔlnGDP和lnFDI不存在单位根,是平稳的。综上所述,和为同阶单整序列,都是I(1)。
　　2.2 协整检验
　　本文采用Engle和Granger的两步检验法进行协整检验,因为LnFDI和LnGDP两序列均为一阶单整序列,因此二者存在某种平稳的线性组合,建立回归方程:
　　1nGDP=17.135+0.4241nFDI+μt
　　t=(20.7158)(10.04817)(7)
　　R2=0.81D.W=0.54
　　同时,计算残差和并对残差进行ADF单位根检验,发现其t检验统计量(-1.658)小于10%显著水平的临界值(-1.608),表明至少可以在90%的置信水平下拒绝原假设,说明残差不存在单位根,为平稳序列,外商直接投资FDI和GDP之间存在协整关系, 即外商直接投资与经济增长之间存在稳定的长期均衡关系,外商直接投资每增加1%会使得GDP增加0.424%。
　　2.3 误差修正模型(ECM模型)的建立
　　利用上述分析结果可直接对lnFDI和lnGDP、e进行回归,得到外商直接投资与经济增长的误差修正模型:
　　Δ1nGDP=0.14+0.0197+Δ1nFDI-0.08ecmt-1+εt
　　(9.9466) (2.46) (-2.44)(8)
　　R2=0.74D.W.=0.75
　　分析方程(8),我们可以发现被解释变量的波动分为两部分:一是 lnFDI短期波动的直接影响;二是长期均衡关系的调整。ecm 的系数反映了当年对于上一年FDI与GDP偏离均衡关系差额的纠正程度,模型中ecmt-1的系数为负数,说明长期均衡趋势偏离的收敛机制在起作用。当短期波动偏离长期均衡时,经济系统将以0.08的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态,对FDI偏离长期均衡的调整力度不很显著。
　　2.4 格兰杰因果检验
　　滞后阶数k的不同选取可能出现不相容的因果关系,通常判断滞后阶数的一个简便方法就是选取几个不同的k值,以保证检验结果受k选择的影响尽可能减小。本文选取滞后2、3期进行格兰杰因果检验。经检验:
　　滞后2、3期时,在90%的显著水平下,FDI是GDP的Granger成因;而GDP不是FDI的Granger成因。
　　
　　3 结论与建议
　　
　　本文以1985-2007年的年度数据为基础,利用协整检验、误差修正模型等计量方法分析了外商直接投资与经济增长的相互关系,分析表明:外商直接投资与经济增长之间存在协整关系,说明两者之间存在长期稳定的均衡关系,FDI每增加1%,GDP增加0.424%。FDI的短期波动对GDP有正向影响,但影响程度不大,当短期波动偏离长期均衡时,经济系统将以0.08的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态,滞后2、3期时,在90%的显著水平下,FDI是GDP的Granger成因;而GDP不是FDI的Granger成因。
　　由以上的分析可知,云南省FDI对经济增长有促进作用,但经济增长对FDI不具有推动作用,云南省FDI的增长可能主要是西部大开发和人民币升值预期的结果,而不是经济发展的结果,这与云南省的经济相对落后显然是分不开的。为了较好的吸引和利用外资,云南省应加强基础设施建设、提高劳动力素质和调整自己的产业结构,从各个方面加快自身经济长期快速发展,成为自动吸引FDI的因素,最终达成FDI与经济增长相互促进的良性循环。
　　
　　参考文献
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