基于協整和格蘭杰檢驗的上海自貿區實證分析

王瑗媛

（蘭州工業學院 經濟管理學院，甘肅 蘭州 730050）

一、引言

2013年9月29日中國（上海）自由貿易試驗區正式成立，是中國新一輪“以改革促發展”的重要決策。上海自貿區的建立標志著國家以全球化視角，積極參與全球化競爭，保障中國全球化利益；也體現出中國政府通過“以改革促發展”的戰略，倒逼國內市場化改革，推動中國與新一輪全球體系接軌的偉大戰略。

構建上海自貿區具有深刻的國際國內背景。目前，美歐日三大經濟體力圖通過跨太平洋戰略經濟伙伴關系協定（TPP）、跨大西洋貿易和投資伙伴協定（TTIP）和多邊服務業協議（PSA），形成新一代全球貿易新規則來取代WTO。但是，上述協議中國都未能參加，面對世界貿易規則、格局的改變，中國在面臨“二次入世”的嚴峻挑戰。成立上海自貿區，可以主動對接國際貿易投資新規則，可以積累多邊以及區域合作的經驗，逐步熟悉并增強國際經貿規則制定的話語權和主導權，為我國與主要經貿合作伙伴談判提供重要依據和參考。因此，這是新背景下全球貿易競爭的主動應對，是探索對外開放新模式的智慧選擇。

中國以要素紅利為主導特征的發展模式即將結束，即依靠廉價勞動力，憑借擴大產業規模的方式在中國走不通；迫切需要通過構建新的全球價值鏈,通過技術、人力資源打造中國的經濟“升級版”。上海自貿區自成立以來，國家始終把制度創新作為重點，積極探索制度創新，創造制度紅利而促進當地經濟的發展。上海自貿區的“負面清單管理制度”、“高標準貿易便利化規則的貿易監管制度”、“金融創新制度”、“事中事后監管制度”四大制度激發經濟活力，最大限度釋放制度紅利。

截至目前，上海自貿區已經運行4年多，上海自貿區的建立對上海經濟增長的效果如何？本文選取上海市利用外資數據和上海市GDP經濟增長數據兩個宏觀經濟指標來考察上述問題。

二、文獻綜述

國內學者對此熱點問題研究很多，具有代表性為陳琪和劉衛（2014）認為，上海自貿區的建立對經濟影響具有“正”效應和“負”效應[1]。一方面，自貿區的建立可以優化資源配置，便利貿易便利化，同時改變政府職能，產生“制度紅利”，促進區內經濟發展；另一方面，上海自貿區的建立加大地區間經濟不平衡。譚娜（2015）利用“反事實”分析方法，利用全國31個省市的工業增加值和進出口總額的數據，對上海自貿區的經濟增長效應進行了評估。結果發現，上海自貿區成立對上海經濟增長具有顯著的正效應[2]。王利輝（2017）利用“反事實”的方法測算了上海自貿區對地區經濟的影響，研究結果發現上海自貿區對上海地區實際人均GDP影響較大，表明自貿區對地方經濟的影響效應是正效應，應積極推進自貿區建設[3]。

綜上所述，學術界對上海自貿區的研究主要采取“反事實”方法來定量分析，但是從時間序列方法分析的還比較少，本文采取時間序列的分析方法考察上海自貿區設立對上海經濟的影響。

三、上海自貿區運行現狀

上海自貿區的建立經過了很長一段時間的醞釀，表1為構建上海自貿區的進程表。從上海自貿區的進程中可以看出，上海自貿區的構建是一個系統工程，中國政府從2009年就開始醞釀，截至2013年上海自貿區的建立，經歷14個階段。當前，上海自貿區的構建仍然是我國政府的重要項目。四年來，上海自貿區對標國際最高標準，查短板補弱項，積極為企業創造更加有競爭力的運營環境，創造更加具有活力的市場制度。例如，上海自貿區推出的負面清單管理、貿易便利化制度、金融創新制度、海關監管制度，這些新制度最大程度的激發了經濟的活力。4年前，對外投資需要發改委、商務委、外匯等部門核準，一般要3—6個月，現在3億美金以下的項目只需在自貿區備案辦理，3個工作日就能辦結，大大加快了資本審批的速度。上海自貿區海關特殊區域的監管并不是優惠政策的簡單疊加，而是制度性的大變革。試驗區在全國率先探索實踐“一線放開、二線安全高效管住、區內自由、分類監管、功能拓展”的模式，“一線放開”是指允許企業憑借進口艙單辦理貨物直接進入貿易區；“二線管住”實施了電子信息聯網，實現進出境清單申報、賬冊管理等相互銜接；“區內自由”實現了試驗區與上海其他特殊監管區域的貨物自由調撥。智能化的貿易便利化改革，如通航通關、檢驗檢疫、選擇性征稅等方面形成了一系列的制度安排。海關實行“先入區、后報關”的模式，在此模式下貨物入區通關時間可縮短2—3天，物流成本平均減少 10%。

表1 中國（上海）自由貿易試驗區設立進程

四年來，上海自貿區吸引了4.8萬家企業入駐，比20年前的數量還多。截至2015年，上海外商直接投資合同項目達到3 722個，比2014年外商直接投資項目增加了1 537個，2015年底累計增加到27 563個；2015年，外商直接投資到位金額為646 002萬美元；2015年內資企業工商注冊用戶達到15 075，比2014年增加了1 804個；2015年私營企業用戶達到187 898個，比2014年增加45 794個；2015年個體工商戶用戶達到78 760個，比2014年增加了3 013個。

以上是上海自貿區建立后主要指標數據的增長現狀。接下來，本文選擇使用1993—2015年上海市利用外資和上海市GDP數據做單位根檢驗、協整及格蘭杰因果檢驗，從實證的角度論證上海自貿區對經濟影響的效果。

四、自1993—2015年上海市利用外資總額和上海市GDP關系的實證分析

（一）實證方法的選擇

由于選取了時間序列數據，筆者采用單位根檢驗、協整分析方法和 Granger因果關系檢驗分析方法。由于很多時間序列是非平穩的，對非平穩時間序列作回歸分析，將會產生偽回歸現象。所以先對數據進行單位根檢驗，對數據取自然對數，分別記為：LnFDI，lnGDP。要利用 eviews8.0軟件對LnFDI和lnGDP時間序列的穩定性進行單位根檢驗（ADF），如果檢驗結果表明 LnFDI和 lnGDP是非平穩時間序列，則對它們進行一階差分或二階差分進行再檢驗，如果通過檢驗，則使用協整檢驗開始分析變量之間是否存在長期的穩定關系。如果確定變量之間存在長期的穩定關系，但是它們之間的因果關系還未確定，需要進一步去驗證。格蘭杰因果關系檢驗不是檢驗邏輯上的因果關系，而是看變量間的先后順序，是否存在一個變量的前期信息會影響到另一個變量的當期，從而為制定有效的政策提供有利的論據。

表2 1993—2015年上海市直接投資FDI與上海市生產總值GDP數據

實證步驟如下：

（1）對變量LnFDI、lnGDP進行單位根檢驗，從而確定它們是一階單整還是二階單整。

（2）若 LnFDI、lnGDP是同階單整，直接利用Eviews自帶的協整檢驗進行檢驗并計算殘差

（3）對兩變量進行 Granger因果關系檢驗

（二）數據的選擇

根據《上海浦東新區統計年鑒》，因為格蘭杰因果檢驗需要大量的數據來觀測趨勢，所以筆者采取1993—2015年上海市利用外資FDI總值和上海市GDP年度數據為建模基礎。

（三）單位根檢驗

時間序列的數據往往帶有趨勢性的特點，即存在單位根，也就意味著數據呈現不平穩狀態。如果不對數據進行處理而直接進行回歸分析，就會出現偽回歸。一般情況，都是要對變量進行單位根檢驗，如果原始數據是不平穩的還需要進行一階差分甚至二階差分檢驗，直到通過檢驗才能進行之后的協整檢驗。為了消除數據中存在的異方差，分別對每個變量取對數，即：LGDP=log（GDP），LFDI=log（FDI）。其相應的一階差分變量和二階差分變量分別用 △lnFDI、△lnGDP 和 △2lnFDI、△2lnGDP 表示。檢測結果表明：各變量對數化后數據有明顯的趨勢性，因此可能是非平穩序列，需要對數據進行一階差分或者二階差分再進行檢驗。

（四）一階差分和二階差分檢驗

由于原始數據取對數后仍然存在明顯的趨勢性，ADF檢測數值仍然大于臨界值，所以數據是不平穩的，仍然存在單位根，所以對數據進行一階差分甚至二階差分后再檢驗。分析結果表明：時間序列變量LFDI、LGDP都屬于非平穩的時間序列，其一階差分變量△lnFDI、△lnGDP仍然屬于非平穩時間序列，但二階差分變量△2lnFDI、△2lnGDP卻都成為平穩的時間序列，因此，LFDI、LGDP都是二階單整序列。檢測結果見表3。

表3 LnEX、lnGDP、△2lnEX和△2lnGDP的單位根檢驗結果

圖1 LnFDI的單位根檢驗結果

（五）協整檢驗

沒有協整關系的單整變量回歸仍然是偽回歸，因此協整檢驗必須做。協整檢驗的前提是各待檢驗變量必須是同階單整，而前期的平穩性檢驗已經說明模型中各變量均為二階單整。因此，可以繼續進行協整分析。協整檢驗通常有兩種方法進行檢驗：第一種是傳統的協整檢驗方法。第一步⒚普通最小二乘法估計方程并計算均衡誤差，得到協整回歸，第二步對殘差進行單位根檢驗，如果殘差是穩定序列，則認為它們之間存在協整關系，否則不具有協整關系。但是這種方法Β意的問題是不能直接應⒚Eviews中的臨界值或者P值進行判斷殘差是否平穩，需要根據協整回歸臨界值表計算相應的臨界值進行判斷。第二種方法是直接利⒚Eviews υ帶的協整檢驗做回歸，從而規避了查表和計算。因此，筆者主要⒚Eviews υ帶的協整檢驗做回歸方程。

圖2 lnGDP的單位根檢驗結果

圖3 △2lnFDI的單位根的檢驗結果

圖4 △2lnGDP的單位根的檢驗結果

從統計結果看：對殘差值概率為0.001 5，殘差序列通過了平穩性檢驗。說明上海市的FDI量㈦上海市GDP之間存在長期的動態均衡關系，即協整關系。由方程可以得出GDP對FDI的彈性系數為1.171 345，即FDI每增長1%，上海市GDP平均增長為1.171 345%。

圖5 回歸結果

（六）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系的檢驗并不是檢驗邏輯上的因果關系，而是檢驗變量之間的時間順序，是否存在一個變量的前期影響另一個變量的當期。格蘭杰定理表明：存在協整關系的變量至少存在一個方向商的格蘭杰因果關系。接下來我們需要驗證上海市FDI和上海市GDP之間格蘭杰因果關系。因為lnFDI和lnGDP均為二階單整序列，所以對兩變量的二階差分△2lnFDI和△2lnGDP做格蘭杰因果檢驗。對于△2lnGDP不是△2lnFDI的原假設，P的統計量非常小，所以認為是小概率事件，所以拒絕原假設，即△2lnGDP是△2lnFDI的格蘭杰原因。因此，在樣本區間內，上海市GDP的增長和上海市外國直接投κ的格蘭杰檢驗表明，上海市經濟增長引起了上海市外國直接投κ相對規模的顯著增長，但上海市外國直接投κ相對規模對上海市經濟增長的促進作⒚不明顯。

五、結論

上海自貿區的設立，是我國為了更好應對國際貿易和投資規則變化，是提高對外開放水平、以開放促發展的重要戰略[4]。通過上述的實證分析，可以看出上海自貿區掛牌以來其明顯的經濟效益。上海自貿區運行4年以來，上海自貿區的運行狀況非常好，目前成為中國自貿區的領頭雁，自貿區的管理制度激發了經濟活力，外資企業、民營企業的注冊數激增。上海事FDI的數據和GDP數據呈現高速增長態勢。這些成果得益于政府的制度改革，如負面清單管理制度、貿易便利化制度、金融創新制度、海關監管制度等，改革活力大幅推進了上海自貿區的經濟發展。實證數據的分析結果也同樣印證了上述結論，上海市經濟增長引起了外國直接投資在上海市相對規模的顯著增長，但上海市外國直接投資相對規模對上海市經濟增長的促進作用不明顯。據此,本文認為上海自貿區要想繼續保持強勁的發展勢頭，必須從自身出發、制定有利于自身發展的經濟措施，通過上海自貿區制度改革和創新，實現區域經濟內動力，帶動中國經濟發展。

[1]陳琪，劉衛，2014.建立中國（上海）自由貿易試驗區動因及其經濟效應分析[J].科學發展（2）：77-79.

[2]譚娜，周先波，林建浩，2015.上海自貿區的經濟增長效應研究——基于面板數據下的反事實分析方法[J].國際貿易問題（10）：14-24.

[3]王利輝，劉志紅，2017.上海自貿區對地區經濟的影響效應研究——基于“反事實”思維視角[J].國際貿易問題（2）：3-5.

[4]趙靜，2016.上海自貿區的經濟溢出效應——基于系統動力學的方法[J].國際商務研究（2）：77-79.