基于VAR模型的廣西FDI、對外貿易與經濟增長關系的動態分析

（廣西民族師范學院，廣西 崇左 532200）

基于VAR模型的廣西FDI、對外貿易與經濟增長關系的動態分析

張振強

（廣西民族師范學院，廣西 崇左 532200）

利用廣西1990至2013年的樣本數據，基于VAR模型對廣西外商直接投資（FDI）、對外貿易與經濟增長三者之間的動態關系進行實證分析。結果表明：長期來看，FDI、進出口對廣西經濟經濟增長具有正向的促進作用，進出口對廣西的拉動作用比較明顯；短期中，本期進出口、上期GDP和FDI對廣西經濟增長具有較強正向作用力，而本期FDI對經濟增長具有一定反向作用力。

廣西；FDI；對外貿易；VAR模型；經濟增長

一、引言

隨著中國—東盟自由貿易區（CAFTA）的建成，作為全國唯一的具有沿海、沿邊和沿江優勢的廣西在對外經濟方面的發展得到了充足的活力，也給外商在廣西的投資提供了新的契機。同時，在一帶一路的國家戰略背景下廣西在促進區域協調發展、深化與他國開放合作等方面取得了一定成就。廣西作為東盟經濟圈的重要窗口與經濟腹地，在東盟經濟圈內具有較大的經濟發展動力與活力。自改革開放以來，特別是20世紀90年代深化對外開放以來，廣西的經濟發展在西部民族地區經濟發展中處于前列。1991年廣西的經濟總量為518.59億元，到2013年，增長到14378億元，這23年間獲得了較大的發展。

自20世紀80年代以來，外商直接投資（FDI）已成為國際資本流動的主要方式。FDI不僅彌補了東道國建設資金的不足，而且在推動東道國經濟增長、加速工業化的進度，引進先進的技術和管理經驗，擴大出口，增加稅收，創造就業，培養人才方面都發揮了重要作用。FDI的流入對廣西經濟發展產生重要影響，外資的流入可以推動產業結構調整、引進先進管理經驗、彌補當地資金不足、促進技術進步、實現當地經濟的增長和就業的增加。廣西的FDI自1982年起逐步實現從無到有并較快發展的歷程，大致分為四個階段：1982—1991年起步階段，整體上看FDI數量總額極少，1982 年最少僅為0.1251 億美元，1992 年僅發展到1.8026億美元；第二階段為1992-1998年為快速發展階段，由1992年的1.8026億美元增長到1998年的8.8613億美元；第三階段為1999-2004年，這一階段中，FDI呈現出波動的下降趨勢，由1999年的6.3730億美元下降到2004年的2.9579億美元；第四階段為2005年至今快速發展階段，FDI在經歷波動下降的過程后逐漸回暖，由2005年的3.7866億美元增長到2014年的10.01億美元。廣西FDI整體呈現出上升的趨勢，在全國的比重也是穩步上升。但廣西FDI 的利用總額嚴重偏少，僅占全國的1%左右。同時，外資資金的來源渠道較窄，這種外資來源較窄單一化的局面，使廣西易受國際經濟發展形勢的影響，對廣西經濟的全面發展產生不利影響。

廣西作為中國面向東南亞國家的進出口貿易的重要口岸通道，其經濟增長當然也離不開對外貿易的快速發展。自改革開放以來，伴隨著對外開放的各大利好政策，廣西的對外貿易得到了迅猛發展。尤其是20世紀90年底以來，隨著對外開放戰略的深化，廣西的進出口總額從1990年的8.981億美元上升到2013年的328.369億美元，24年累計增319.391億美元，年均增長率為18.351%。其中出口額從1990年的7.294億美元上升到2013年的186.951億美元，累計增加179.654億美元，年均增長率17.47%；進口額由1990年的1.6853億美元增長到2013年的141.4191億美元，累計增加額為139.7338億美元，雖然總量不及出口額，但年均增長率高于出口為25.972%[1]。

然而，廣西作為我國經濟相對落后的地區，與沿海的其它省份相比，經濟發展水平仍然相對滯后。在與國內發達地區橫向比較而言，廣西的外資利用水平較為滯后，貿易進出口總額也遠遠落后沿海發達地區，這嚴重制約了廣西的經濟健康發展。近年來，廣西對外依存度不斷提高，外商投資額度也在穩健發展，這對于促進廣西吸收先進的技術與管理經驗并調整產業結構起到了重要的作用。

本文的研究主要基于廣西1990—2013 年間的FDI、進出口總額和經濟增長的相關數據，利用計量分析方法，基于VAR模型對廣西FDI、對外貿易和經濟增長之間動態效應進行實證分析，為調整廣西外資政策、制定經濟發展戰略提供一些相關建議。

二、實證分析

1、數據的處理、指標的選擇及模型的構建

本文研究的經濟變量的相關數據是從《廣西2014年統計年鑒》中獲取的，選取了1990-2013年的數據作為樣本分析數據。為了使得數據具有一致性的原則，考慮到GDP和進出口總額使用人民幣表示的，所以對外商直接投資（FDI）的數據按當年美元匯兌人民幣換算。本文為了消除物價因素的影響，以1989年為基期=100，來進行對廣西從1990年到2013年這24年的數據進行剔除物價波動影響因子。

考慮到避免出現異方差的情況，對廣西GDP、外商直接投資（FDI）和進出口（IE）這三個變量的數據進行對數處理，用LNGDP、LNFDI和LNIE表示。使用Eviews7.0來完成相關的檢驗。

為研究各變量之間的動態關系，建立三變量滯后P階的VAR模型：

其中，Yt=（LNGDPt，LNFDIt，LNLEt）為服從IID（0，贅）的3維隨機誤差列向量，a1，a2，…，ap均為3×3階參數矩陣，贅為3×3階方差協方差矩陣。根據AIC和SC準則，選擇最優滯后階數。

2、協整分析

（1）變量的平穩性檢驗

在進行時間序列數據分析時通常要求滿足平穩性，不平穩的時間序列往往會導致一些統計檢驗結果出現較大偏差，尤其是在進行VAR模型估計時更是如此。為此，必須對三個時間序列進行平穩性檢驗。本文將采用ADF檢驗來檢驗對數序列LNGDP、LNFDI和LNIE的平穩性。

表1是對各變量的單位根檢驗，從表中可以得出如下結論LNGDP、LNFDI和LNIE的原時間序列ADF值分別是-3.189672、-3.158966和-3.234681它們的統計量都比在顯著水平為5%的臨界值大，因而時間序列含有單位根，即是非平穩的時間序列。然而它們各自所對應的一階差分序列的ADF的值分別-3.932397、-3.75和-3. 749655卻都小于5%顯著水平下的臨界值，故具有平穩性，是平穩序列。進行協整檢驗的條件是變量之間單整階數是一致的，本文的LNGDP、LNFDI和LNIE這三個變量都是一階的單整序列，故滿足協整的條件。

表1 各變量的ADF檢驗

（2）協整檢驗

協整型檢驗的常用方法有EG兩步法、基于VAR模型的Johansen檢驗法等。由于本文進行多變量系統檢驗，所以采用Johansen多重協整檢驗來檢驗三者之間的協整關系。在利用Johansen檢驗協整關系之前應該知道VAR模型的最好滯后期，本文使用沒有約束的VAR模型的AIC和SC準則來確定。本文以LNGDP、LNFDI和LNIE為內生變量，常數項為外生變量建立初始VAR模型并確定模型的最佳滯后階數。有關VAR模型的最佳滯后階數取決于：同一階的赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）值均取最小值的原則來確定，則該階數就是VAR模型最佳滯后的階數；若不能同時取最小值，則根據LogL這個統計量來綜合判斷。

表2 VAR的滯后階數表

表2中的Lag表示期數，它是0-6階的滯后期數，從表2中分析可以看出AIC為-2.991645，SC為-2.399213是整個0-6階中最小的，因此根據判斷原則可以得出VAR的最佳滯后期是1階。協整檢驗的滯后期的確定依據是：在沒有約束條件的VAR模型的最佳滯后期的狀態下減去1階。

表3 JJ檢驗結果

表3的JJ檢驗結果可以看出：原假設一個也沒有的Prob=0.0000，說明原假設被否定；原假設為至少存在一個協整向量，Max-Eigen Statistic即跡檢驗統計量值27.75380，5%臨界值為19.38704，前者大于后者，因此否定原假設，說明廣西外國直接投資（FDI）和進出口對經濟的增長具有長時間的均衡關系。其協整方程為：

該方程得出：從長期看，FDI每提升百分比值一個點就會帶動廣西GDP增長0.284786個百分比值點，IE每上升百分比值一個點則拉動廣西GDP增長0.322905個百分比點。可見，外商直接投資、進出口對廣西經濟增長具有正向影響效應，其中進出口的影響力度稍大于外商直接投資。

表4 VAR模型的估計結果

根據表4回歸結果可以寫出下列標準VAR的估計結果：

從上面的結果可以得出如下結論：上期的GDP每變化1個單位會引起本期GDP同向變化0.863723個單位，表明上期的經濟對本期的經濟是起到正牽引作用的，雄厚的資金基礎將會對下一個年度的經濟發展帶來正向促進作用的[7]。所以資金的積累能夠給當地的經濟打基礎起到調配和構建基礎設施，使得當地的基礎更加完善進而能加快經濟的建設，使得當地的經濟能更上一層樓。上期GDP每變化1單位會導致本期FDI反向變化0.532634個單位，說明經濟發展程度的完善對外資的需求程度沒有先前的吸納程度，也有可能是本土資源的保護程度加大，本土資金受到重視，進而有所削弱外資的入駐和利用程度。上期GDP每變化1個單位會引起本期IE同向變化0.062385個單位，經濟對進出口具有促進的作用，經濟的增長會拉動下一年的需求這樣就是在促進進口，又因為經濟的良好發展給外商看到投資回報的希望，因而加大了出口。

表5 誤差修正模型的估計結果

（3）建立誤差修正模型

誤差修正可以規避掉偽回歸的干擾，使用差分的方法可以消除多重共線性的問題。且不會造成信息的損失，即信息提取的不完整。模型的誤差修正指數可以反映出變量在短期非平衡對長期平衡的偏離狀態下的調整系數及短期互動力度。

由表5可以建立以下誤差修正模型：

模型結果表明：外商直接投資的短期變動對經濟增長存在反向影響，本期外商直接投資每增加1%，本期GDP將減少0.02274%；上期外商直接投資每增加1%，本期GDP將增加0.026579%；本期進出口每增加1%，本期GDP將增加0.1737%；上期進出口每增加1%，本期GDP將增加0.01585%；上期GDP每增加1%，本期GDP將增加0.7554%。誤差修正系數是-0.025598，表示由于經濟增長的短時間內的后期變動情況和前一期經濟增長偏離長期均衡關系的影響，從長期來看當短期波動軌跡與長期均衡軌跡產生偏離時，誤差修正項將會以0.025598的力度作反方向調整，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

3、Granger因果檢驗

協整檢驗只是用來判斷變量之間是否存在著長期的均衡關系，并沒有給出變量之間是否存在因果關系。下面利用Granger因果關系檢驗來分析變量之間的因果關系。由前面的VAR模型確定了最佳滯后階數為1階，檢驗結果如下：

表6 格蘭杰關系檢驗

檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下，廣西的經濟增長與進出口增長兩者間存在著單向的因果關系，即進出口總額是經濟增長的原因；廣西的經濟增長和外商直接投資之間不存在因果關系，即外商直接投資不是經濟增長的原因；而外商直接投資廣西進出口增長之間也不存在著相互因果關系。

4、脈沖響應函數

通過脈沖響應函數我們可以探討出變量對它自身的變化，同時也能得出對其他的內生變量的影響狀況如何。脈沖響應函數能夠更加深入剖解變量之間的牽引度，避免一些其他因素的干擾而造成分析沒有達到其精確性。脈沖響應它是試著去描述內生變量是如何被隨機干擾項影響著的，我們希望通過這個可以能夠準確確定一個變量的變化是怎樣影響著模型的其他內生變量的[8]。

圖1 脈沖響應函數的圖形

圖2 方差分解

圖1是有關于脈沖響應函數的分解圖，滯后階數的刻畫度是用坐標橫軸來反映，縱軸是對內生變量的沖擊響應的力度強度。圖1由9幅圖像組合的，這9幅小圖，它們代表著兩兩變量之間的脈沖響應圖。用實心線來表示時間路徑。實心線反映著1單位脈沖沖擊的響應度的圖像；用虛線表示置信區間度，有兩條虛線，它們指置信區間是2個標準差[9]。模型是以10年作為滯后期來描述沖擊作用。

圖1中的第一列的第二和第三分別表示LNFDI對LNGDP和LNIE對LNGDP的影響程度。LNFDI一個單位的正向標準差沖擊，使得LNGDP在滯后期后1期從0.04一直小幅度的增長直到第4期的0.1后，開始呈現小幅度的下降狀況，但在總的滯后期內都是產生正向作用。LNGDP受LNIE的沖擊影響從第一期到第七期一路下降，但是在總的滯后期內是具有正向的牽引作用。不過LNGDP受LNIE的正向作用大于LNFDI的正向作用。

圖1中的第一行的第二和第三幅圖可以得出：LNGDP對LNFDI起到負數效應，卻對LNIE的作用是正向效應。圖1中的第二行的第三幅圖表示LNFDI一個單位的正向標準沖擊，使得LNIE在滯后的1年內上升，在滯后的第4年達到最大值，而后慢慢下降，但在總的滯后期內具有正向的牽動作用。圖1中的第三行的第二幅圖表示LNIE一個單位的正向標準沖擊，在滯后的第2年呈現負向效應。從第三行的第二和第三幅可以得出，LNIE對LNFDI的作用大于LNFDI對LNIE的影響。

5、方差分解

因果分析是判斷變量之間是否具有因果關系，卻不能給出它們之間的影響力度大小。但是方差分解卻能夠很好的解決這個問題，它對變量之間預測期限的均方差做分解，通過方差分解能夠給出隨機干擾項的相關重要性內在價值。圖2中實線表示時間路徑，而兩邊的虛線是表示置信區間的2個標準差。

圖2中第一行的三幅圖是GDP的方差分解時間路徑。其中第一幅是關于LNGDP對其自身的方差分解，從圖中得出：LNGDP在十期滯后期里面的時間路徑都是正向效應，但是卻略有下降的痕跡，這表明當期的廣西GDP對后面各時期的貢獻度的影響力度在削弱，但從整體的趨勢來看，它的貢獻力度都維持在了80%以上，這是一個非常具有強力度的影響力度。第二幅為LNGDP對LNFDI的時間路徑一直在0附近波動，說明對GDP對外商直接投資的貢獻度不大。第三幅為LNGDP對LNIE的時間路徑一直在增大，因此對LNIE的長期影響比較顯著，但總體維持在15%以下。

圖2中的第二行的三幅圖是外商直接投資的方差分解時間路徑。第一幅是LNFDI對LNGDP的時間路徑一路小幅度的上升，但在滯后10期內的貢獻度在15%以下。第二幅是LNFDI對自身的時間路徑先是小幅度下降，然后保持平穩狀態，但LNFDI對自身的貢獻率大約維持在60%—80%。第三幅是LNFDI對LNIE的方差分解的時間路徑小幅度的增加，LNFDI對LNIE的貢獻度在15%以下。

圖2中的第三行的三幅圖是進出口總額的方差分解時間路徑。第一幅是LNIE對LNGDP的時間路徑，具有一定的增長趨勢，LNIE對LNGDP的貢獻度維持在60%-80%。說明經濟增長很大程度上受到進出口的促進作用。第二幅是LNIE對LNFDI的時間路徑，時間路徑在5%的范圍內，說明進出口總額對外商直接投資的影響較小。第三幅是有關于LNIE對它自身的時間路徑圖，可以看出圖中的時間路徑一直為正，盡管存在著小幅度下降，但總體上看出是比較平穩的。說明當期的LNIE對往后的各期LNIE存在一定平穩的影響，其影響的貢獻度大約維持在20%—40%。

三、結論與建議

1、研究結論

本文對廣西外商直接投資、進出口與經濟發展之間是否存在相互影響做了一系列的實證探討，并基于VAR模型對三者之間的動態關系進行分析，得出以下結論：

第一，長期來看，廣西的經濟增長與外商直接投資和進出口三者之間存在長期穩定的均衡關系。廣西經濟增長對外商直接投資和進出口的長期彈性分別0.284786、0.322905，外商直接投資、進出口對廣西經濟增長具有正向影響效應，其中進出口的影響力度稍大于外商直接投資。

第二，短期來看，外商直接投資的短期變動對經濟增長存在反向影響，本期外商直接投資每增加1%，本期GDP將減少0.02274%；上期外商直接投資每增加1%，本期GDP將增加0.026579%；本期進出口每增加1%，本期GDP將增加0.1737%；上期進出口每增加1%，本期GDP將增加0.01585%；上期GDP每增加1%，本期GDP將增加0.7554%。誤差修正系數是-0.025598，表示由于經濟增長的短時間內的后期變動情況和前一期經濟增長偏離長期均衡關系的影響，從長期來看當短期波動軌跡與長期均衡軌跡產生偏離時，誤差修正項將會以0.025598的力度作反方向調整，將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

第三，廣西進出口是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長卻不是進出口的格蘭杰的原因。廣西經濟增長與外國直接投資之間不存在格蘭杰因果關系。外國直接投資與廣西進出口增長之間不存在因果關系。

第四，從脈沖響應函數中得出：LNIE與LNGDP的相互沖擊的效果比LNFDI與LNGDP的要顯著些，相互作用力度大。然而，LNGDP對LNIE的沖擊是正向促進效應，而對LNFDI是反向的作用力。

第五，從方差分解得出：各變量對自身的貢獻度都相對比較大，但是LNIE相對來說明顯低于GDP、FDI對自身的貢獻度。LNGDP對LNFDI和LNIE的貢獻小于它們對LNGDP的貢獻，但LNIE對LNGDP的貢獻比LNFDI對LNGDP的貢獻度大。FDI對GDP起長期效應而GDP對IE起長期效應，FDI對IE的長期效應比IE對FDI的大。

2、政策建議

本文通過實證分析檢驗了廣西的外商直接投資和進出口對經濟增長的動態影響關系，針對實證分析結果提出以下政策建議：

第一，進出口方面，長期內進出口每變動1%，廣西國內生產總值將發生0.284786%的變化。短期進出口每變動1%，廣西國內生產總值將發生0.173713%。可以看出進出口的長期作用大于短期作用，這可能與經濟發展周期的滯后不無關系。就進出口方面，廣西應結合自身地理優勢以及國家給予的政策照顧，需要針對性的對關稅壁壘以及本土保護，適當的調整以加大對進出口的牽引和利導。進而可以加大國際貿易的同時，促進經濟的增長[10]。

第二，外商直接投資方面，其對廣西的經濟影響程度不及進出口的力度，但也不能忽略它的長期對經濟的影響力。廣西應把握好國家“一帶一路”發展戰略的利好政策，著力提升外資利用質量與水平。應該充分抓住戰略機遇期，地方政府要制定好吸引外資的相關產業政策，提升外資的引進規模與層次，同時也要重視提升利用外資的質量與效率，做好產業的統籌規劃工作，引導外資向廣西的優勢的支柱型產業集聚，尤其是向具有良好基礎設施的市縣集聚。同時，要充分利用外資對區內企業的帶動作用，積極發揮外商直接投資企業對其產業鏈上下游企業的帶動效應與示范效應，加強屬于廣西特有的品牌建設，培育民族品牌，合理引導外資流向具有高新技術的重要行業。

[1] 陽鎮、李烜：民族地區FDI、對外貿易與經濟增長的相關性研究—基于廣西1990-2013的實證分析[J].民族學刊，2016（4）.

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[10] 龔曉鶯：國際貿易與國際直接投資的關系及政策選擇[D].復旦大學，2003.

（責任編輯：占雨秀）

2013年度廣西高校科學技術研究項目，編號：2013YB264；廣西重點培育學科（應用數學）建設項目，編號：SXZD2014003。