云南FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析
——基于1985—2013 年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

周容容,周炳權(quán)

(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商學(xué)院,云南 昆明 650221)

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云南FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析
——基于1985—2013 年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

周容容,周炳權(quán)

(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商學(xué)院,云南 昆明 650221)

文章依據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)的相關(guān)理論,利用1985—2013年云南省各年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)了云南省FDI 與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。結(jié)果表明,雖然云南的經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資各自是非平穩(wěn)的,但二者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的,也就是經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資表現(xiàn)出協(xié)同變化的一致趨勢(shì),即二者存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；在短期內(nèi),FDI的增長不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,在中長期內(nèi),FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長有促進(jìn)作用,但在長期內(nèi),經(jīng)濟(jì)的增長可以吸引更多的外商投資。

FDI；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰因果關(guān)系

1 引 言

伴隨經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程加快,云南經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與世界經(jīng)濟(jì)的融合程度也得到了迅速提高。同時(shí),國家在西部開發(fā)政策中進(jìn)一步擴(kuò)大了外商直接投資領(lǐng)域,拓寬了外資投入的渠道,使得云南經(jīng)濟(jì)的持續(xù)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(jīng)濟(jì)增長從16500萬美元增加到258300萬美元,通過對(duì)原始數(shù)據(jù)的觀察可知,云南省外商直接投資FDI與經(jīng)濟(jì)增長GDP 呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢(shì),具有較強(qiáng)的趨勢(shì)性。

金素等通過對(duì)江蘇的研究表明,經(jīng)濟(jì)增長對(duì)FDI的吸引力大于FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用且二者之間存在穩(wěn)定相關(guān)[1]；張林等通過31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)研究表明適量的FDI將對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向促進(jìn)作用[2]；薄文廣通過1980—2003年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分析得出FDI與國內(nèi)投資之間不存在長期均衡關(guān)系,但長期FDI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有因果關(guān)系[3]；曹秋菊等通過對(duì)四川數(shù)據(jù)的分析得出：長期該省FDI與經(jīng)濟(jì)增長存在相互促進(jìn)關(guān)系[4],Yih-Chyi Chuang研究發(fā)現(xiàn)外國直接投資對(duì)技術(shù)有溢出效應(yīng),通過刺激研發(fā)投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展[5],Smith和 Lyles分析指出 FDI可以為東道國的知識(shí)增長和人力資本的提升帶來外部資源從而提高了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長[6]。可以看出FDI 與GDP 的增長具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義,本文通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)FDI 對(duì)該省經(jīng)濟(jì)發(fā)展究竟起到了多大作用,以便為該省引進(jìn)外商直接投資的政策與策略的調(diào)整優(yōu)化提供科學(xué)依據(jù)。

2 計(jì)量方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 計(jì)量方法與模型

無論是FDI序列還是GDP序列,這兩個(gè)變量都是屬于時(shí)間序列數(shù)據(jù),對(duì)時(shí)間序列的分析是通過建立以因果關(guān)系為基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行的,這種分析背后有一個(gè)隱含的假設(shè),即這些數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,但現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中,實(shí)際的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的。因此,本文先要對(duì)這兩個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)；若兩個(gè)變量都是單整變量,且它們的單整階相同時(shí),說明它們之間存在協(xié)整關(guān)系,在此基礎(chǔ)上可以分析它們的長期均衡關(guān)系；若變量之間是協(xié)整的,則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)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(guān)系分析兩者是否具有因果互動(dòng)關(guān)系[7]。

2.1.1 ADF單位根檢驗(yàn)——變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是對(duì)一組時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)的主要方法,其主要包括DF(Dickey-Fuller)檢驗(yàn)法、ADF(A ugmented Dickey-Fuller)檢驗(yàn)法和PP(Phillips-Perron)檢驗(yàn)法,本文選用ADF 檢驗(yàn)法。

ADF檢驗(yàn)是通過以下三個(gè)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(shí)間變量,代表了時(shí)間序列隨時(shí)間變化的某種趨勢(shì)。零假設(shè)都是H0:δ=0,即存在一個(gè)單位根。模型1與另外兩個(gè)模型的差別在于是否包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)從模型3開始,然后是模型2,最后是模型1,何時(shí)檢驗(yàn)拒絕零假設(shè),即原序列存在單位根,為平穩(wěn)序列,何時(shí)可停止檢驗(yàn)。否則,就要繼續(xù)檢查,直到檢驗(yàn)完模型1為止[8]。

2.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)——變量長期均衡關(guān)系的檢驗(yàn)

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

協(xié)整檢驗(yàn)是恩格爾和格蘭杰提出來的,也稱E—G檢驗(yàn)法,分為兩步：

第一步,用普通最小二乘法估計(jì)方程并計(jì)算非均衡誤差,得到

2.1.3 誤差修正模型(ECM)——變量短期相關(guān)性的檢驗(yàn)

如果變量X與Y是協(xié)整的,則它們間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)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(xiàng)或者說是長期均衡偏差項(xiàng),l是短期調(diào)整參數(shù)。因此,建立誤差修正模型需要首先對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析,以發(fā)現(xiàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系,即長期均衡關(guān)系,并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項(xiàng),建立短期模型,即誤差修正模型。

2.1.4 格蘭杰檢驗(yàn)——變量間因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只能說明兩變量間是否存在長期均衡關(guān)系,但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要對(duì)均衡關(guān)系進(jìn)一步檢驗(yàn)—格蘭杰因果分析,檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果：

(1)X對(duì)Y有單向影響,表現(xiàn)為X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為零,而Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零；

(2)Y對(duì)X有單向影響,表現(xiàn)為Y各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為零,而X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零；

(3)Y與X間存在雙向影響,表現(xiàn)為Y與X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體不為零；

(4)Y與X間不存在影響,表現(xiàn)為Y與X各滯后項(xiàng)前的參數(shù)整體為零。

2.2 實(shí)證數(shù)據(jù)來源

實(shí)證數(shù)據(jù)取自于《云南統(tǒng)計(jì)年鑒》1985 —2013年各期, 各年FDI 數(shù)據(jù)根據(jù)相應(yīng)年份的人民幣兌美元的平均匯價(jià)折算成以人民幣為單位的值,所有數(shù)據(jù)均用相應(yīng)年份的CPI 指數(shù)進(jìn)行平滑處理。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了研究GDP與FDI的具體相關(guān)關(guān)系,需要建立兩者的回歸方程,為了消除異方差性,對(duì)這兩變量對(duì)自然對(duì)數(shù),得出新的變量序列,分別記為LNGDP和LNFDI，然后分別對(duì)這兩個(gè)新變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。針對(duì)LNGDP單位根檢驗(yàn)時(shí),我們先選擇含有趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng),檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1可知,ADF 統(tǒng)計(jì)的檢驗(yàn)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(shè),因此,我們認(rèn)為LNGDP 序列是非平穩(wěn)序列,具有單位根。繼續(xù)對(duì)LNFDI 一階差分LNGDP 序列進(jìn)行ADF 檢驗(yàn),其結(jié)果如表2 所示。由表2 可知,ADF 統(tǒng)計(jì)的檢驗(yàn)值為-5.908032,其值明顯小于不同檢驗(yàn)水平下的三個(gè)臨界值,故拒絕原假設(shè),即LNGDP 序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列。因此,LNGDP(-1)為一階單整序列。同理,我們對(duì)LNFDI 序列進(jìn)行同樣的檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。由表3 可知,ADF 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值為-2.196902,其值大于各個(gè)顯著水平下的臨界值,故不能拒絕原假設(shè),即認(rèn)為該序列存在單位根,為非平穩(wěn)序列。繼續(xù)對(duì)LNFDI 序列的一階差分序列進(jìn)行ADF 檢驗(yàn),結(jié)果如表4 所示。由表4 可知,ADF 的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-4.530567,小于各個(gè)顯著水平下的臨界值,故拒絕原假設(shè),即LNFDI序列不存在單位根,是平穩(wěn)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(yàn)結(jié)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(wěn)的,即為一階單整序列,符合了協(xié)整的前提條件。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

首先對(duì)變量進(jìn)行OLS回歸分析,以LNFDI為自變量,LNGDP為因變量,估計(jì)的協(xié)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(yàn)殘差序列是否平穩(wěn),對(duì)協(xié)整回歸方程估計(jì)殘差序列e 進(jìn)行ADF 檢驗(yàn),結(jié)果如表5所示,ADF的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值為-1.806243,小于α=10%臨界值(-1.609798)通過顯著水平檢驗(yàn),表明至少可以在90 %的置信水平下拒絕原假設(shè),說明殘差不存在單位根,為平穩(wěn)序列,外商直接投資FDI和GDP 之間存在協(xié)整關(guān)系,即外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系,外商直接投資每增加1%會(huì)使得GDP 增加0.364543%。

表5 殘差e序列的ADF檢驗(yàn)

3.3 誤差修正模型

如上所示,如果兩個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)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(jié)果可知,短期內(nèi),外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沒有促進(jìn)作用；長期來看,云南省外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較小,相反,經(jīng)濟(jì)增長自身的正向修正作用非常大。

3.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)際上是建立在兩個(gè)變量回歸的基礎(chǔ)上,所以在進(jìn)行檢驗(yàn)前都應(yīng)考察序列的平穩(wěn)性。而在對(duì)非平穩(wěn)進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)前應(yīng)對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),若二者存在斜整關(guān)系,再對(duì)二者進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 LNGDP與LNFDI的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明,當(dāng)確定5%的顯著性水平時(shí),在滯期數(shù)為1 時(shí),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(guān)系；在滯期數(shù)為2時(shí),LNGDP不是LNFDI的原因,LNFDI也不是LNGDP的原因,兩者是相互獨(dú)立關(guān)系；在滯期數(shù)為3時(shí),LNGDP是LNFDI的原因,同時(shí)LNFDI也是LNGDP的原因,二者互為因果關(guān)系。可以看出,在短期內(nèi),FDI的增長并不能促進(jìn)GDP的增長,但在中長期內(nèi),FDI對(duì)GDP的增長有促進(jìn)作用,在長期內(nèi),GDP的增長可以吸引更多的外商投資。

4 結(jié) 論

(1)隨著改革開放以來,經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的腳步不斷加快,云南省外商直接投資規(guī)模迅速發(fā)展,對(duì)云南經(jīng)濟(jì)總量的拉動(dòng)作用較大。

(2)通過對(duì)外商直接投資與云南經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的協(xié)整分析,結(jié)果表明：雖然云南的經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資各自是非平穩(wěn)的,但二者之間的線性組合卻是平穩(wěn)的,也就是經(jīng)濟(jì)增長和外商直接投資表現(xiàn)出協(xié)同變化的一致趨勢(shì),即二者存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(3)在假設(shè)GDP和FDI不受其他因素影響的前提下,由格蘭杰因果檢驗(yàn)得出FDI與GDP在短期中一種單向的格蘭杰因果關(guān)系,在短期內(nèi),FDI的增長不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；在中長期內(nèi),FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長有促進(jìn)作用,但在長期內(nèi),經(jīng)濟(jì)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(yīng)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高勞動(dòng)力素質(zhì)和調(diào)整自己的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),從各個(gè)方面加快自身經(jīng)濟(jì)長期快速發(fā)展,成為自動(dòng)吸引FDI 的因素,最終達(dá)成FDI 與經(jīng)濟(jì)增長相互促進(jìn)的良性循環(huán)。

[1]金素,陸凱旋.江蘇FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分析——基于1985—2006年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].南京審計(jì)學(xué)院學(xué)報(bào),2008(2):6-9.

[2]張林,冉光和,陳丘.區(qū)域金融實(shí)力、FDI溢出與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長——基于面板門檻模型的研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2014(6):76-89.

[3]薄文廣.FDI、國內(nèi)投資與經(jīng)濟(jì)增長:基于中國數(shù)據(jù)的分析和檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2005(9):65-71.

[4]曹秋菊,雷蕾.四川省FDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)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(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006:83-159.

[8]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京:中國統(tǒng)計(jì)出版社,2002.

10.13939/j.cnki.zgsc.2016.47.015