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2009 外商直接投资和对外贸易与 经济增长关系的实证分析 ——基于江苏省的数据
■ 孙同尧 南开大学经济学院 ■ 朱博 南开大学经济学院
中图分类号：F742
文献标识：A 文章编号：1006-7833(2009) 05-003-03
摘 要 改革开放三十年来，中国的经济发展取得了令人瞩目的成就。20世纪九十年代至今，随着“引进来，走出去”的贸易政策，外商对华直接投资的规模不断扩大，直至2007年底，中国已经连续六年成为世界上吸引外资最多的国家。而江苏省作为我国的经济大省，其人均GDP20年一直位于全国前列。本文在对江苏省利用外资的特点和现状进行分析，得出江苏省FDI 和对外与经济增长存在显著的协整关系。
关键词 经济增长 外商直接投资 协整分析 格兰杰因果检验 误差修正
一、引言
在经济领域，多数经济变量特别是宏观经济变量都是非平稳的，又很难由变量之间的统计关系来推断计量经济模型的形式，由此得到的模型往往不能反应真实的情况，用于预测决策等也会有较大的失真，通常被称作“伪回归”问题。20世纪70年代以来，变量的非平稳性问题和伪回归问题越来越引起人们的注意，协整概念是20世纪80年代由恩格尔—格兰杰（Engle—Grange ）提出的，后来被众多计量经济学家所发展成为协整理论和误差修正模型（ECM ）。协整理论认为，两个或多个非平稳时间序列的某种线性组合可能是平稳的，从经济理论理解，说明这些经济变量存在长期均衡关系。认识经济变量这种长期均衡关系，对于掌握经济规律、制定经济政策具有重要的现实意义。协整理论克服了传统经济计量模型依靠差分后的数据来满足平稳性导致长期变化趋势信息丧失的弊端，使模型同时综合了系统的短期动态波动和长期稳定均衡，为经济分析和预测提供了一种强有力的工具。协整理论引起学术界的广泛兴趣，被广泛应用于经济建模。
协整的出现是对传统线性回归的一个挑战。本文使用协整的一个基本观点是：尽管GDP—FDI 两个时间序列具有随机性趋势项，但二者是否具有共同的趋势，从而保持着长期的均衡关系，这里的均衡是统计意义上的均衡，而不是经济学中的均衡，它表明江苏省GDP 和EXPORT 与FDI 存在某些长期关系，虽然这种关系在短期内会被破坏，但偏离长期关系的偏差是平稳的。这正是本文分析三者内在关系的核心。
二、研究综述
外商直接投资，即FDI （Foreign Direct Investment ），按照国际货币基金组织的定义是指“在投资人以外的国家所经营的企业
中获得持续利益的一种投资，其目的在于对该企业的经营管理区的有效的发言权”。大量的事实证明，外资的大量引入对一国的经济发展产生重要的作用，外资的流入不但会弥补当地资金的不足，更会加快该地区产业结构调整，增加就业，加快技术创新，引进先进管理经验，促进当地经济发展。外商直接投资与中国经济增长的关系问题一直是国内学者研究的焦点，已有文献大多采用计量经济学的相关方法进行分析。汪小勤和张伟利用1979-2001年我国各省和直辖市数据，分别就东部、中部、西部外商直接投资对经济增长进行了回归分析，得出了外商直接投资对我国东部、中部、西部经济增长具有显著性影响的结论。陈继海根据1990-2001年的数据，利用Granger 因果关系检验得到在全国样本条件下实际GDP 增长率是FDI 增长的原因，而反之则不成立。岳朝龙和陆磊利用对数后的1984-2003年的年度数据，对外商直接投资与我国经济增长关系作协整分析和因果检验，得出我国经济增长与FDI 之间存在长短期稳定的正向关系，且FDI 是中国经济增长的Granger 原因。可见，不同的计量检验方法可能得出不同的结论。本文建立格兰杰因果关系检验来分析江苏省地区生产总值与外商直接投资之间的关系，并在此基础上选用JJ 方法建立V AR 模型对变量进行协整检验，以期得出其关系的可靠结论。
三、实证分析与结果 1．数据处理
用于分析的数据全部来自《江苏省统计年鉴》的相关各期，样本数据为1985-2007年的年度数据。取国内生产总值、外商直接投资、出口额各变量的自然对数值以消除异方差的影响。为了使研究的结论减少误差和更具有科学性，本文在考察实际吸收FDI 总额、出口额与地区生产总值时，考虑了每期的人民币与美元的汇率变化。为使GDP 与FDI 货币单位保持一致，GDP 是根据当年的平均汇率折算为美元，单位皆为亿美元。LNGDP 、LNFDI 、LNEXP 分别表示对数化后的可比价国内生产总值、外商直接投资、出口贸易额。从数据可见LNGDP 、LNFDI 、LNEXP 都有不断增长的趋势，并且变动的方向都较为一致。尤其是在1993年以后变化趋势趋同。
2．数据的单位根检验
按照协整定义，变量序列的均为同阶单整序，才考虑是否存在协整关系。我们对各变量分别进行ADF 检验（本文所有的检验都用Eviews 6软件完成），检验结果见表1。
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表1 时间序列LGDP与LFDI的单位根检验结果
变量检验形式统计量临界值（5%）结论LNGDP （c，t，1）-2.004580 -3.632896 非平稳LNFDI （c，t，1）-1.946369 -3.644963 非平稳LNEXP （c，t，1） 2.760184 -3.004861 非平稳DLNGDP （c，t，1）-4.495623 -3.644963 平稳DLNFDI （c，t，1）-4.024148 -3.644963 平稳DLNEXP （c，t，1）-3.3352884 -3.012363 平稳注：检验形式（c，t，k）中c，t，k分别表示模型中的常数项、时间趋势和滞后阶数。
由表1可见，所有变量的对数序列的检验统计量皆大于5%显著性水平上相应的临界值，说明它们都是非平稳的；而所有变量的对数序列的一阶差分序列的检验统计量皆小于5%显著性水平上相应的临界值，说明在一阶差分的情况下LNGDP、LNFDI、LNEXP都是平稳序列。
3．变量的协整检验
现在进行协整分析时一般应用Engle和Granger提出的E-G两步法及Johansen和Juselius提出的JJ方法。E-两步法在进行协整分析时首先需要设计线性模型进行OLS，应用不便；而JJ方法是一种以V AR 模型为基础的检验回归系数的方法，是进行多变量协整检验的较好的方法。本文选用JJ方法建立V AR模型对变量进行协整检验。根据JJ法，n维V AR模型表示为：
Y t =π0 +π1 Y t - 1 + ?+πm Y t - m +εt
式中，Y t =（Y1t，Y2t，?，Y nt）T，π0为n ×1 阶向量，πi为n×n 矩阵（i = 1，2 ?m），这是一个长期模型，m 为滞后阶数，m可由AIC 或SC 准则确定。Johansen 和Juselius 提供了两种协整检验的方法—特征根迹检验和最大特征根检验，本文选择最大特征根检验。最大特征根原假设为H0：最多有r 个线性无关的协整向量，检验统计量为：
TR = - Tln（1 -λr + 1）
其中，λr + 1为特征根，如果TR > 临界值，则拒绝原假设。从r = 0 开始依次检验，若拒绝r = r0 - 1 的原假设，同时又接受r = r0 的原假设，则说明协整向量的个数为r0。我们根据SC统计量最小化准则确定滞后阶数后，对一阶单整时间序列变量LNGDP、LNFDI、LNEXP 进行协整检验，Eviews6.0 输出的结果见下表。
表2
Hypothesized Trace 0.05
No.of CE（s）Eigenvalue Statistic Critical
Value Prob.** None * 0.708649 36.17059 29.79707 0.0080 At most 1 0.376799 10.27283 15.49471 0.2603 At most 2 0.016165 0.342235 3.841466 0.5585通过最大特征值检验我们看到最大特征值统计量拒绝了协整向量个数为0 的假设，而接受协整向量为1 的假设，因此我们认为在5 %的显著性水平下三个时间序列变量存在惟一的协整向量。
LGDP=4.097431+0.039917LFDI+0.485813LEXP+E t
我们分别对残差序列ε进行ADF单位根检验，得检验统计量
值为-4.585938，小于显著性水平0.05时的临界值-1.958088，因此可认为估计残差序列ε为平稳序列；表明序列LNGDP与LNFDI、LNEXP具有协整关系。因此，我们可以得到江苏省的国内生产总值与外商直接投资、出口额存在有长期的稳定关系，而且它们之间呈现同向的变动关系。
4．变量的因果关系检验
协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。Granger （1969）提出的因果关系检验可以解决此类问题。就江苏省外商直接投资和出口额与其经济增长之间的格兰杰因果关系而言，估计可能得到的结果有：一是外商直接投资影响经济增长；二是经济增长影响外商直接投资；三是外商直接投资影响经济增长，并且经济增长影响外商直接投资，互为因果关系；四是对外直接投资与经济增长互不影响，即两者之间没有因果关系。因果关系模型中的滞后期数分别取1-3。下表中分别给出了江苏省外商直接投资、经济增长、出口额之间的格兰杰因果关系检验结果。
表3
因果关系假定滞后期数F值P值决策因果关系结论
LGDP≠﹥
LFDI
1
0.33462
0.47039
0.5697
0.5011
接受
接受
LGDP≠﹥LFDI
LFDI≠﹥LGDP LFDI≠﹥
LGDP 2
0.63786
2.89342
0.5413
0.0846
接受
拒绝
LGDP≠﹥LFDI
LFDI=﹥LGDP LEXP≠﹥
LGDP
3
1.58090
2.70599
0.2417
0.0884
接受
拒绝
LGDP≠﹥LFDI
LFDI=﹥LGDP
因果关系假定滞后期数F值P值决策因果关系结论LGDP≠﹥
LEXP
1 0.27007
13.2146
0.6093
0.0018
接受
接受
LGDP≠﹥LEXP
LEXP=﹥LGDP LEXP≠﹥
LGDP
2 0.50784
13.2148
0.6112
0.0004
接受
拒绝
LGDP≠﹥LEXP
LEXP=﹥LGDP
3
0.49840
5.37177
0.6898
0.0126
接受
拒绝
LGDP≠﹥LEXP
LEXP=﹥LGDP
因果关系假定滞后期数F值P值决策因果关系结论LFDI≠﹥
LEXP
1 2.90349
0.00203
0.1047
0.9645
接受
接受
LFDI≠﹥LEXP
LEXP≠﹥LFDI LEXP≠﹥
LFDP
2 1.31268
0.9698
0.2966
0.9081
接受
接受
LFDI≠﹥LEXP
LEXP≠﹥LFDI
3
1.48241
0.7115
0.2654
0.9744
接受
接受
LFDI≠﹥LEXP
LEXP≠﹥LFDI 从上表可见，滞后期数分别为2，3时，LFDI和LEXP是LGDP 的格兰杰原因，说明实际利用外商直接投资对江苏省经济具有促进作用；江苏省LGDP却在滞后期数为1~3没有引起LFDI变化的P值分别为0.5697、0.5413、0.2417，说明在给定的显著水平下（a=5%），零假设“LGDP不是LFDI变化的原因”都被接受，在95%的置信水平上，无法说明LGDP是LFDI变化的原因。同样可得出LEXP与LGDP之间得关系。LEXP和LFDI之间不存在因果关系。
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2009 5．建立误差修正模型（ECM）
根绝Granger 定理，如果若干个非平稳变量存在协整关系，则这些变量必有误差修正模型表达式存在。通过以上检验可以知道，江苏省FDI 和EXP 与GDP 之间存在协整关系，因此，他们之间必然存在某种形式的误差修正模型。据此，利用上述结果，建立误差修正模型。
我们建立时滞为3年的误差修正模型，结合AIC 准则以及各个变量的t 统计量（本文以5%的显著性为标准）的情况来简化模型，剔除不显著的变量，采用OLS 对该议程进行估计，从而得到ECM 方程如下：
ΔLGDP t =0.147+0.491ΔLGDP t-1 -0.046ΔLFDI t-2-0.293ΔLEXP t-1-1.397ECM t-1
（3.876）（3.307） （-1.530） （-1.68） （-5.333） R 2=0.7875 AD.R 2=0.7308 D.W=2.0511 F=13.8971 其中ECM t 为上述协整分析得到的残差e t ，
ECM T = LGDP-4.097431-0.039917LFDI-0.485813LEXP+E t 进行white （no cross terms ）检验得obs ×R-squared 值为0.735265，所以不存在异方差。对以上方程进行LM 检验，分别是检验随即项一阶和二阶自相关的统计量。LM 1=1.099523，LM 2=1.102364，所以ECM 模型不存在自相关问题。
模型中被解释变量的波动可分为两部分，一部分是短期波动，一部分是长期均衡，差分反映了变量短期波动的影响。根据模型的参数估计量，短期外商直接投资波动的变化会引起国内生产总值波动的同方向变化，ECM 项系数的大小反映了短期波动对偏离长期均衡的调整力度，其估计值-1.397，表明上一年度的
非均衡误差项将以1.91%的比例对本年度的（对数的）GDP 增长量做出修正。
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（上接第2页）在变动趋势相同的现象，而且短期内投资者心理预期变动和市场走势的相关关系大于长期。这与其他论文所得出的结论有所不同。
通过（9）、（10）两式的回归结果我们可以看到，开放式基金的这种投资心理预期变动对当期股票市场走势会产生显著的正向影响，而对下期股票市场走势产生显著的负向影响。可以看出，开放式基金投资心理预期变动引致的投资行为对当期市场走势产生的影响大于对未来市场走势产生的影响，表明开放式基金投资心理预期变动对市场短期走势产生的影响大于其在中长期的影响。
四、结论
本文的结论是：我国开放式基金在投资心理上具有锚定启发式偏差行为，此种投资心理会对当期市场走势产生显著的正向影响，而对未来市场走势产生显著的负向影响，开放式基金的这种非理性心理所引致的投资行为产生的短期影响大于其在中长期产生的影响。
通过上述研究我们可以获得如下启示：首先，本文的实证结果说明开放式基金作为机构投资者其投资心理仍然存在非理性行为，因此监管机构需要加强对开放式基金的引导、监管和行为评价，促使其投资行为逐步趋于理性，进而能够充分发挥机构投资者的示范作用。另外，本文还验证了开放式基金的投资心理预期对当期和未来市场走势都产生显著影响，表明开放式基金具有一
定的市场影响力。我们的相关证券管理部门应该加强对开放式基金的引导，使其发挥稳定市场的作用，从而使我国资本市场的运行更加健康。
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