云南FDI與經濟增長的關系分析
——基于1985—2013 年數據的實證研究

周容容,周炳權

(云南財經大學 國際工商學院,云南 昆明 650221)

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云南FDI與經濟增長的關系分析
——基于1985—2013 年數據的實證研究

周容容,周炳權

(云南財經大學 國際工商學院,云南 昆明 650221)

文章依據協整檢驗和格蘭杰因果檢驗的相關理論,利用1985—2013年云南省各年的經濟數據,實證檢驗了云南省FDI 與經濟增長之間的關系。結果表明,雖然云南的經濟增長和外商直接投資各自是非平穩的,但二者之間的線性組合卻是平穩的,也就是經濟增長和外商直接投資表現出協同變化的一致趨勢,即二者存在長期穩定的均衡關系；在短期內,FDI的增長不能促進經濟的發展,在中長期內,FDI對經濟的增長有促進作用,但在長期內,經濟的增長可以吸引更多的外商投資。

FDI；經濟增長；協整檢驗；格蘭杰因果關系

1 引 言

伴隨經濟全球化進程加快,云南經濟的發展與世界經濟的融合程度也得到了迅速提高。同時,國家在西部開發政策中進一步擴大了外商直接投資領域,拓寬了外資投入的渠道,使得云南經濟的持續增長吸引了大量外商直接投資(FDI)。1985—2013年,云南省外商直接投資從156萬美元增加到251500 萬美元,經濟增長從16500萬美元增加到258300萬美元,通過對原始數據的觀察可知,云南省外商直接投資FDI與經濟增長GDP 呈現出不斷增長的趨勢,具有較強的趨勢性。

金素等通過對江蘇的研究表明,經濟增長對FDI的吸引力大于FDI對經濟增長的促進作用且二者之間存在穩定相關[1]；張林等通過31個省市的面板數據研究表明適量的FDI將對實體經濟增長產生正向促進作用[2]；薄文廣通過1980—2003年的經濟數據分析得出FDI與國內投資之間不存在長期均衡關系,但長期FDI對我國經濟增長具有因果關系[3]；曹秋菊等通過對四川數據的分析得出：長期該省FDI與經濟增長存在相互促進關系[4],Yih-Chyi Chuang研究發現外國直接投資對技術有溢出效應,通過刺激研發投資促進經濟的可持續發展[5],Smith和 Lyles分析指出 FDI可以為東道國的知識增長和人力資本的提升帶來外部資源從而提高了當地經濟的增長[6]。可以看出FDI 與GDP 的增長具有非常重要的現實意義,本文通過實證分析來檢驗FDI 對該省經濟發展究竟起到了多大作用,以便為該省引進外商直接投資的政策與策略的調整優化提供科學依據。

2 計量方法與數據來源

2.1 計量方法與模型

無論是FDI序列還是GDP序列,這兩個變量都是屬于時間序列數據,對時間序列的分析是通過建立以因果關系為基礎的結構模型進行的,這種分析背后有一個隱含的假設,即這些數據是平穩的,但現實經濟生活中,實際的時間序列數據往往是非平穩的。因此,本文先要對這兩個變量進行平穩性檢驗；若兩個變量都是單整變量,且它們的單整階相同時,說明它們之間存在協整關系,在此基礎上可以分析它們的長期均衡關系；若變量之間是協整的,則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型來表述,建立短期模型；最后通過格蘭杰因果關系分析兩者是否具有因果互動關系[7]。

2.1.1 ADF單位根檢驗——變量的平穩性檢驗

單位根檢驗是對一組時間序列平穩性檢驗的主要方法,其主要包括DF(Dickey-Fuller)檢驗法、ADF(A ugmented Dickey-Fuller)檢驗法和PP(Phillips-Perron)檢驗法,本文選用ADF 檢驗法。

ADF檢驗是通過以下三個模型完成的：

模型1：ΔXt=δXt-1+∑βiΔXt-i+εt

模型2：ΔXt=α+δXt-1+∑βiΔXt-i+εt

模型3：ΔXt=α+βt+δXt-1+∑βiΔXt-i+εt

模型3中的t是時間變量,代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢。零假設都是H0:δ=0,即存在一個單位根。模型1與另外兩個模型的差別在于是否包含常數項和趨勢項。實際檢驗時從模型3開始,然后是模型2,最后是模型1,何時檢驗拒絕零假設,即原序列存在單位根,為平穩序列,何時可停止檢驗。否則,就要繼續檢查,直到檢驗完模型1為止[8]。

2.1.2 協整檢驗——變量長期均衡關系的檢驗

協整是指盡管每個變量自身可能是非平穩的,但它們的線性組合卻是平穩的。一般地,如果序列X1t,X2t,L,Xkt都是d階單整的,存在一個向量α=(α1,α2,…,αk),使得Zt=αXt°～I(d-b),其中b>0, Xt=(X1t,X2t,…,Xkt),則認為序列X1t,X2t,…,Xkt是(d,b)協整,記為X°t～CI(d-b),α為協整向量。兩個變量只有單整階數相同時,才可能協整,兩個以上的變量如具有不同的單整階數,則可能經過線性組合構成低階單整變量。協整的意義在于揭示變量間是否存在一種長期穩定的均衡關系。

協整檢驗是恩格爾和格蘭杰提出來的,也稱E—G檢驗法,分為兩步：

第一步,用普通最小二乘法估計方程并計算非均衡誤差,得到

2.1.3 誤差修正模型(ECM)——變量短期相關性的檢驗

如果變量X與Y是協整的,則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述,即ΔYt=lagged(ΔY,ΔX)-lecmt-1+mt,(0<λ<1)。

其中,ecmt-1是非均衡誤差項或者說是長期均衡偏差項,l是短期調整參數。因此,建立誤差修正模型需要首先對變量進行協整分析,以發現變量之間的協整關系,即長期均衡關系,并以這種關系構成誤差修正項,建立短期模型,即誤差修正模型。

2.1.4 格蘭杰檢驗——變量間因果檢驗

協整檢驗只能說明兩變量間是否存在長期均衡關系,但這種關系是否構成因果關系還需要對均衡關系進一步檢驗—格蘭杰因果分析,檢驗方法如下：

Yt=α+∑αiYt-i+∑βjXt-j+μt

Xt=δ+∑giXt-i+∑θjYt-j+vt

可能存在四種檢驗結果：

(1)X對Y有單向影響,表現為X各滯后項前的參數整體不為零,而Y各滯后項前的參數整體為零；

(2)Y對X有單向影響,表現為Y各滯后項前的參數整體不為零,而X各滯后項前的參數整體為零；

(3)Y與X間存在雙向影響,表現為Y與X各滯后項前的參數整體不為零；

(4)Y與X間不存在影響,表現為Y與X各滯后項前的參數整體為零。

2.2 實證數據來源

實證數據取自于《云南統計年鑒》1985 —2013年各期, 各年FDI 數據根據相應年份的人民幣兌美元的平均匯價折算成以人民幣為單位的值,所有數據均用相應年份的CPI 指數進行平滑處理。

3 實證檢驗

3.1 變量的平穩性檢驗

為了研究GDP與FDI的具體相關關系,需要建立兩者的回歸方程,為了消除異方差性,對這兩變量對自然對數,得出新的變量序列,分別記為LNGDP和LNFDI，然后分別對這兩個新變量進行單位根檢驗。針對LNGDP單位根檢驗時,我們先選擇含有趨勢項和常數項,檢驗結果如表1所示。

由表1可知,ADF 統計的檢驗值為-1.132842,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,因此,我們認為LNGDP 序列是非平穩序列,具有單位根。繼續對LNFDI 一階差分LNGDP 序列進行ADF 檢驗,其結果如表2 所示。由表2 可知,ADF 統計的檢驗值為-5.908032,其值明顯小于不同檢驗水平下的三個臨界值,故拒絕原假設,即LNGDP 序列不存在單位根,是平穩序列。因此,LNGDP(-1)為一階單整序列。同理,我們對LNFDI 序列進行同樣的檢驗,檢驗結果如表3 所示。由表3 可知,ADF 統計檢驗值為-2.196902,其值大于各個顯著水平下的臨界值,故不能拒絕原假設,即認為該序列存在單位根,為非平穩序列。繼續對LNFDI 序列的一階差分序列進行ADF 檢驗,結果如表4 所示。由表4 可知,ADF 的檢驗統計值為-4.530567,小于各個顯著水平下的臨界值,故拒絕原假設,即LNFDI序列不存在單位根,是平穩序列,所以LNFDI(-1)為一階單整序列。

表1 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNGDP

表2 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNGDP

表3 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNFDI

表4 Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on LNFDI

檢驗結果表明：LNGDP,LNFDI一階差分后的序列在α=1%的顯著水平下是平穩的,即為一階單整序列,符合了協整的前提條件。

3.2 協整檢驗

首先對變量進行OLS回歸分析,以LNFDI為自變量,LNGDP為因變量,估計的協整回歸方程如下：

LNGDP=3.197563+0.364543×LNFDI

(22.08028)(10.83899)

R2=0.813128 DW=0.513069

其次,檢驗殘差序列是否平穩,對協整回歸方程估計殘差序列e 進行ADF 檢驗,結果如表5所示,ADF的統計檢驗值為-1.806243,小于α=10%臨界值(-1.609798)通過顯著水平檢驗,表明至少可以在90 %的置信水平下拒絕原假設,說明殘差不存在單位根,為平穩序列,外商直接投資FDI和GDP 之間存在協整關系,即外商直接投資與經濟增長之間存在穩定的長期均衡關系,外商直接投資每增加1%會使得GDP 增加0.364543%。

表5 殘差e序列的ADF檢驗

3.3 誤差修正模型

如上所示,如果兩個變量存在協整關系,可以建立如下的誤差修正模型：

LNGDP=-0.040924+0.018549×LNFDI+1.046570×LNGDP(-1)+0.002761×LNFDI(-1)

(-0.415328)(-1.137569)(34.38922)(0.179323)

R2=0.996335 DW=2.508768

由結果可知,短期內,外商直接投資對經濟增長沒有促進作用；長期來看,云南省外商直接投資對經濟增長的貢獻率較小,相反,經濟增長自身的正向修正作用非常大。

3.4 格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗實際上是建立在兩個變量回歸的基礎上,所以在進行檢驗前都應考察序列的平穩性。而在對非平穩進行因果關系檢驗前應對序列進行協整檢驗,若二者存在斜整關系,再對二者進行因果關系檢驗,檢驗結果如表6所示。

表6 LNGDP與LNFDI的格蘭杰因果關系檢驗結果

檢驗結果表明,當確定5%的顯著性水平時,在滯期數為1 時,LNGDP 在4.79%的水平上為LNFDI的格蘭杰原因,LNGDP 是LNFDI 的格蘭杰原因,LNFDI不是LNGDP的原因,LNFDI 與LNGDP 不互為因果,是一種單向的關系；在滯期數為2時,LNGDP不是LNFDI的原因,LNFDI也不是LNGDP的原因,兩者是相互獨立關系；在滯期數為3時,LNGDP是LNFDI的原因,同時LNFDI也是LNGDP的原因,二者互為因果關系。可以看出,在短期內,FDI的增長并不能促進GDP的增長,但在中長期內,FDI對GDP的增長有促進作用,在長期內,GDP的增長可以吸引更多的外商投資。

4 結 論

(1)隨著改革開放以來,經濟全球化進程的腳步不斷加快,云南省外商直接投資規模迅速發展,對云南經濟總量的拉動作用較大。

(2)通過對外商直接投資與云南經濟增長關系的協整分析,結果表明：雖然云南的經濟增長和外商直接投資各自是非平穩的,但二者之間的線性組合卻是平穩的,也就是經濟增長和外商直接投資表現出協同變化的一致趨勢,即二者存在長期穩定的均衡關系。

(3)在假設GDP和FDI不受其他因素影響的前提下,由格蘭杰因果檢驗得出FDI與GDP在短期中一種單向的格蘭杰因果關系,在短期內,FDI的增長不能促進經濟的發展；在中長期內,FDI對經濟的增長有促進作用,但在長期內,經濟的增長可以吸引更多的外商投資。

(4)為了較好地吸引和利用外資,云南省應加強基礎設施建設、提高勞動力素質和調整自己的產業結構,從各個方面加快自身經濟長期快速發展,成為自動吸引FDI 的因素,最終達成FDI 與經濟增長相互促進的良性循環。

[1]金素,陸凱旋.江蘇FDI與經濟增長的關系分析——基于1985—2006年數據的實證研究[J].南京審計學院學報,2008(2):6-9.

[2]張林,冉光和,陳丘.區域金融實力、FDI溢出與實體經濟增長——基于面板門檻模型的研究[J].經濟科學,2014(6):76-89.

[3]薄文廣.FDI、國內投資與經濟增長:基于中國數據的分析和檢驗[J].世界經濟研究,2005(9):65-71.

[4]曹秋菊,雷蕾.四川省FDI與經濟增長關系的實證分析[J].統計與決策,2010(12):96-98.

[5]Yih‐Chyi Chuang,Chi‐Mei Lin.Foreign Direct Investment,R&D and Spillover Efficiency: Evidence from Taiwan’s Manufacturing Firms[J].Journal of Development Studies,1999,35(4):117-137.

[6]Easterby-Smith M,Lyles M A,Crossan M,et al.The Blackwell Handbook of Organizational Learning and Knowledge Management [M].Blackwell Pub，2003.

[7]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京:清華大學出版社,2006:83-159.

[8]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].北京:中國統計出版社,2002.

10.13939/j.cnki.zgsc.2016.47.015