周容容,周炳权

(云南财经大学 国际工商学院,云南 昆明 650221)



云南FDI与经济增长的关系分析
——基于1985—2013 年数据的实证研究

周容容,周炳权

(云南财经大学 国际工商学院,云南 昆明 650221)

文章依据协整检验和格兰杰因果检验的相关理论,利用1985—2013年云南省各年的经济数据,实证检验了云南省FDI 与经济增长之间的关系。结果表明,虽然云南的经济增长和外商直接投资各自是非平稳的,但二者之间的线性组合却是平稳的,也就是经济增长和外商直接投资表现出协同变化的一致趋势,即二者存在长期稳定的均衡关系；在短期内,FDI的增长不能促进经济的发展,在中长期内,FDI对经济的增长有促进作用,但在长期内,经济的增长可以吸引更多的外商投资。

FDI；经济增长；协整检验；格兰杰因果关系

1 引 言

伴随经济全球化进程加快,云南经济的发展与世界经济的融合程度也得到了迅速提高。同时,国家在西部开发政策中进一步扩大了外商直接投资领域,拓宽了外资投入的渠道,使得云南经济的持续增长吸引了大量外商直接投资(FDI)。1985—2013年,云南省外商直接投资从156万美元增加到251500 万美元,经济增长从16500万美元增加到258300万美元,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。

金素等通过对江苏的研究表明,经济增长对FDI的吸引力大于FDI对经济增长的促进作用且二者之间存在稳定相关[1]；张林等通过31个省市的面板数据研究表明适量的FDI将对实体经济增长产生正向促进作用[2]；薄文广通过1980—2003年的经济数据分析得出FDI与国内投资之间不存在长期均衡关系,但长期FDI对我国经济增长具有因果关系[3]；曹秋菊等通过对四川数据的分析得出：长期该省FDI与经济增长存在相互促进关系[4],Yih-Chyi Chuang研究发现外国直接投资对技术有溢出效应,通过刺激研发投资促进经济的可持续发展[5],Smith和 Lyles分析指出 FDI可以为东道国的知识增长和人力资本的提升带来外部资源从而提高了当地经济的增长[6]。可以看出FDI 与GDP 的增长具有非常重要的现实意义,本文通过实证分析来检验FDI 对该省经济发展究竟起到了多大作用,以便为该省引进外商直接投资的政策与策略的调整优化提供科学依据。

2 计量方法与数据来源

2.1 计量方法与模型

无论是FDI序列还是GDP序列,这两个变量都是属于时间序列数据,对时间序列的分析是通过建立以因果关系为基础的结构模型进行的,这种分析背后有一个隐含的假设,即这些数据是平稳的,但现实经济生活中,实际的时间序列数据往往是非平稳的。因此,本文先要对这两个变量进行平稳性检验；若两个变量都是单整变量,且它们的单整阶相同时,说明它们之间存在协整关系,在此基础上可以分析它们的长期均衡关系；若变量之间是协整的,则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型来表述,建立短期模型；最后通过格兰杰因果关系分析两者是否具有因果互动关系[7]。

2.1.1 ADF单位根检验——变量的平稳性检验

单位根检验是对一组时间序列平稳性检验的主要方法,其主要包括DF(Dickey-Fuller)检验法、ADF(A ugmented Dickey-Fuller)检验法和PP(Phillips-Perron)检验法,本文选用ADF 检验法。

ADF检验是通过以下三个模型完成的：

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是时间变量,代表了时间序列随时间变化的某种趋势。零假设都是H0:δ=0,即存在一个单位根。模型1与另外两个模型的差别在于是否包含常数项和趋势项。实际检验时从模型3开始,然后是模型2,最后是模型1,何时检验拒绝零假设,即原序列存在单位根,为平稳序列,何时可停止检验。否则,就要继续检查,直到检验完模型1为止[8]。

2.1.2 协整检验——变量长期均衡关系的检验

协整是指尽管每个变量自身可能是非平稳的,但它们的线性组合却是平稳的。一般地,如果序列X1t,X2t,L,Xkt都是d阶单整的,存在一个向量α=(α1,α2,…,αk),使得Zt=αXt°～I(d-b),其中b>0, Xt=(X1t,X2t,…,Xkt),则认为序列X1t,X2t,…,Xkt是(d,b)协整,记为X°t～CI(d-b),α为协整向量。两个变量只有单整阶数相同时,才可能协整,两个以上的变量如具有不同的单整阶数,则可能经过线性组合构成低阶单整变量。协整的意义在于揭示变量间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

协整检验是恩格尔和格兰杰提出来的,也称E—G检验法,分为两步：

第一步,用普通最小二乘法估计方程并计算非均衡误差,得到

2.1.3 误差修正模型(ECM)——变量短期相关性的检验

如果变量X与Y是协整的,则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述,即ΔYt=lagged(ΔY,ΔX)-lecmt-1+mt,(0<λ<1)。

其中,ecmt-1是非均衡误差项或者说是长期均衡偏差项,l是短期调整参数。因此,建立误差修正模型需要首先对变量进行协整分析,以发现变量之间的协整关系,即长期均衡关系,并以这种关系构成误差修正项,建立短期模型,即误差修正模型。

2.1.4 格兰杰检验——变量间因果检验

协整检验只能说明两变量间是否存在长期均衡关系,但这种关系是否构成因果关系还需要对均衡关系进一步检验—格兰杰因果分析,检验方法如下：

Yt=α+∑αiYt-i+∑βjXt-j+μt

Xt=δ+∑giXt-i+∑θjYt-j+vt

可能存在四种检验结果：

(1)X对Y有单向影响,表现为X各滞后项前的参数整体不为零,而Y各滞后项前的参数整体为零；

(2)Y对X有单向影响,表现为Y各滞后项前的参数整体不为零,而X各滞后项前的参数整体为零；

(3)Y与X间存在双向影响,表现为Y与X各滞后项前的参数整体不为零；

(4)Y与X间不存在影响,表现为Y与X各滞后项前的参数整体为零。

2.2 实证数据来源

实证数据取自于《云南统计年鉴》1985 —2013年各期, 各年FDI 数据根据相应年份的人民币兑美元的平均汇价折算成以人民币为单位的值,所有数据均用相应年份的CPI 指数进行平滑处理。

3 实证检验

3.1 变量的平稳性检验

为了研究GDP与FDI的具体相关关系,需要建立两者的回归方程,为了消除异方差性,对这两变量对自然对数,得出新的变量序列,分别记为LNGDP和LNFDI，然后分别对这两个新变量进行单位根检验。针对LNGDP单位根检验时,我们先选择含有趋势项和常数项,检验结果如表1所示。

由表1可知,ADF 统计的检验值为-1.132842,其值均大于在1%、5%和10%的显著性水平下的临界值,故不能拒绝原假设,因此,我们认为LNGDP 序列是非平稳序列,具有单位根。继续对LNFDI 一阶差分LNGDP 序列进行ADF 检验,其结果如表2 所示。由表2 可知,ADF 统计的检验值为-5.908032,其值明显小于不同检验水平下的三个临界值,故拒绝原假设,即LNGDP 序列不存在单位根,是平稳序列。因此,LNGDP(-1)为一阶单整序列。同理,我们对LNFDI 序列进行同样的检验,检验结果如表3 所示。由表3 可知,ADF 统计检验值为-2.196902,其值大于各个显著水平下的临界值,故不能拒绝原假设,即认为该序列存在单位根,为非平稳序列。继续对LNFDI 序列的一阶差分序列进行ADF 检验,结果如表4 所示。由表4 可知,ADF 的检验统计值为-4.530567,小于各个显著水平下的临界值,故拒绝原假设,即LNFDI序列不存在单位根,是平稳序列,所以LNFDI(-1)为一阶单整序列。

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

检验结果表明：LNGDP,LNFDI一阶差分后的序列在α=1%的显著水平下是平稳的,即为一阶单整序列,符合了协整的前提条件。

3.2 协整检验

首先对变量进行OLS回归分析,以LNFDI为自变量,LNGDP为因变量,估计的协整回归方程如下：

LNGDP=3.197563+0.364543×LNFDI

(22.08028)(10.83899)

R2=0.813128 DW=0.513069

其次,检验残差序列是否平稳,对协整回归方程估计残差序列e 进行ADF 检验,结果如表5所示,ADF的统计检验值为-1.806243,小于α=10%临界值(-1.609798)通过显著水平检验,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0.364543%。

表5 残差e序列的ADF检验

3.3 误差修正模型

如上所示,如果两个变量存在协整关系,可以建立如下的误差修正模型：

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

由结果可知,短期内,外商直接投资对经济增长没有促进作用；长期来看,云南省外商直接投资对经济增长的贡献率较小,相反,经济增长自身的正向修正作用非常大。

3.4 格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验实际上是建立在两个变量回归的基础上,所以在进行检验前都应考察序列的平稳性。而在对非平稳进行因果关系检验前应对序列进行协整检验,若二者存在斜整关系,再对二者进行因果关系检验,检验结果如表6所示。

表6 LNGDP与LNFDI的格兰杰因果关系检验结果

检验结果表明,当确定5%的显著性水平时,在滞期数为1 时,LNGDP 在4.79%的水平上为LNFDI的格兰杰原因,LNGDP 是LNFDI 的格兰杰原因,LNFDI不是LNGDP的原因,LNFDI 与LNGDP 不互为因果,是一种单向的关系；在滞期数为2时,LNGDP不是LNFDI的原因,LNFDI也不是LNGDP的原因,两者是相互独立关系；在滞期数为3时,LNGDP是LNFDI的原因,同时LNFDI也是LNGDP的原因,二者互为因果关系。可以看出,在短期内,FDI的增长并不能促进GDP的增长,但在中长期内,FDI对GDP的增长有促进作用,在长期内,GDP的增长可以吸引更多的外商投资。

4 结 论

(1)随着改革开放以来,经济全球化进程的脚步不断加快,云南省外商直接投资规模迅速发展,对云南经济总量的拉动作用较大。

(2)通过对外商直接投资与云南经济增长关系的协整分析,结果表明：虽然云南的经济增长和外商直接投资各自是非平稳的,但二者之间的线性组合却是平稳的,也就是经济增长和外商直接投资表现出协同变化的一致趋势,即二者存在长期稳定的均衡关系。

(3)在假设GDP和FDI不受其他因素影响的前提下,由格兰杰因果检验得出FDI与GDP在短期中一种单向的格兰杰因果关系,在短期内,FDI的增长不能促进经济的发展；在中长期内,FDI对经济的增长有促进作用,但在长期内,经济的增长可以吸引更多的外商投资。

(4)为了较好地吸引和利用外资,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。

[1]金素,陆凯旋.江苏FDI与经济增长的关系分析——基于1985—2006年数据的实证研究[J].南京审计学院学报,2008(2):6-9.

[2]张林,冉光和,陈丘.区域金融实力、FDI溢出与实体经济增长——基于面板门槛模型的研究[J].经济科学,2014(6):76-89.

[3]薄文广.FDI、国内投资与经济增长:基于中国数据的分析和检验[J].世界经济研究,2005(9):65-71.

[4]曹秋菊,雷蕾.四川省FDI与经济增长关系的实证分析[J].统计与决策,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]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2006:83-159.

[8]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社,2002.

10.13939/j.cnki.zgsc.2016.47.015