于鵬飛　馬野馳

[摘 要]國內(nèi)外關(guān)于中國經(jīng)濟增長和FDI的關(guān)系的討論此起彼伏，本文在中國數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對此問題進行探討分析，得出外國直接投資對經(jīng)濟增長存在單向的因果關(guān)系，同時存在穩(wěn)定的長期依賴關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]格蘭杰因果檢驗 誤差修正模型

一、數(shù)據(jù)選取

本文通過GDP來反映經(jīng)濟增長。選取數(shù)據(jù)時間跨度為19852004年，以中國的FDI實際利用額和GDP的年度數(shù)據(jù)作樣本，樣本容量為20。對相關(guān)數(shù)據(jù)進行了處理：GDP＝國內(nèi)生產(chǎn)總值／消費價格指數(shù)；FDI＝外國直接投資實際利用額／消費價格指數(shù)；其中消費價格指數(shù)是在原居民消費物價指數(shù)基礎(chǔ)上以1990年為基期進行轉(zhuǎn)換后所得值。為避免時間序列經(jīng)濟數(shù)據(jù)中的異方差影響，所有變量均取實際值的自然對數(shù)形式，然后通過對二個變量（LGDP，LFDI）的最小二乘估計進行系統(tǒng)分析。圖1為調(diào)整后的變量的趨勢圖。 LGDP與LFDI二個變量都呈現(xiàn)明顯的隨時間變動而上升的趨勢，表明這兩個變量存在一定的趨勢性，在這樣的條件下進行回歸分析容易造成“偽回歸”，因此下面對其進行檢驗。

二、數(shù)據(jù)檢驗

（一）ADF單位根檢驗。從圖1可以清晰的看到每個變量存在明顯的趨勢性，表明這幾個經(jīng)濟變量的時間序列本身可能是非平穩(wěn)的。因此，有必要在該時間序列變量數(shù)據(jù)做任何處理之前要對其平穩(wěn)性做檢驗。本文此處采用ADF方法對四個變量進行單位根檢驗，判斷其平穩(wěn)性。從表1中可以看出，LGDP為平穩(wěn)的時間序列，LFDI是非平穩(wěn)的時間序列。再對LFDI的一階差分項分別進行ADF單位根檢驗，同時也把LGDP的一階差分進行檢驗，結(jié)果表明這兩個變量在一階差分的條件下分別達到平穩(wěn)性要求，因此，可以認(rèn)定這兩個變量均為整合階次為1的I（1）數(shù)據(jù)。

（二）Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗提供了一個從統(tǒng)計角度探究因果導(dǎo)向的方法。在做因變量對其他變量的回歸時，如果把自變量的過去值或滯后值包括進來能顯著地改進對因變量的預(yù)測，可以說該自變量是因變量的Granger原因。該檢驗法在考察序列X是否是Y產(chǎn)生的原因時采用這樣的方法：先估計當(dāng)前的Y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入X的滯后值是否可以提高Y的被解釋程度。如果是，則稱X是Y的格蘭杰原因，此時X的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計顯著性。一般還應(yīng)該考慮問題的另一面，即序列Y是否是X的格蘭杰原因。Eviews將計算如下的雙變量回歸：

其中，m是最大滯后階數(shù)，通常可以取稍大一些。檢驗的原假設(shè)是序列X(у)不是序列Y(х)的Granger原因，即β_i=0（i=1□m）,

Eviews可以計算用于檢驗的F統(tǒng)計量及相伴概率。Granger檢驗結(jié)果如表2所示。

通過表2的檢驗結(jié)果，可以看到LFDI在5%的條件下拒絕不是LGDP的Granger原因。由此可知LFDI是引起變量LGDP變化的Granger原因，二者之間存在單向的因果關(guān)系。

三、模型分析

誤差修正模型是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟學(xué)模型，它的主要形式是由大衛(wèi)德森、亨格瑞和耶提出的。建立誤差修正模型首先要對變量進行協(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，求出協(xié)整系數(shù)，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項。然后建立短期模型，將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型，這就是恩格爾和格蘭杰建立誤差修正模型的兩步法。

（一）對LGDP與LFDI別進行OLS估計,得方程如下：

LGDPt = 5.736148357 + 0.6105720404*LFDIt+β_i①

（10.599）（14.136）；R2=0.91DW=0.437F=199.829；可以看出上面的方程擬合優(yōu)度滿足基本要求,但DW檢驗效果不是很理想,為了驗證二者的協(xié)整關(guān)系，分別對上面方程的殘差項進行單位根檢驗。從表3可以看出，上面三個方程都是協(xié)整方程，LGDP與其他三個變量存在長期依賴關(guān)系，據(jù)此，存在描述內(nèi)生變量 由短期波動向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型。

（二）采用亨德利的從一般到特殊的模型選擇方法,得到誤差修正模型為：

△LGDPt=0.082+0.177*△LFDIt-0.230*ECMt-1②；（3.867）（2.581）（-2.480）；R2=0.474DW=2.70，F(xiàn)=7.210；上式中ECMt-1表示滯后1期的均衡誤差修正項。括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。ECMt-1前的系數(shù)包含著變量的過去值對現(xiàn)在值影響的信息。如果這一系數(shù)顯著，意味著上一期的均衡誤差修正項對決定變量的當(dāng)期增長起重要作用。各個解釋變量差分項前的系數(shù)表示模型的短期動態(tài)性質(zhì)。由模型②可知，誤差修正模型總體你和程度較好。誤差修正項反映了本期對上期的修正程度。從上述誤差修正模型中可以得知△LFDIt的誤差修正項的系數(shù)是顯著的。在短期內(nèi)，外商直接投資對于經(jīng)濟增長有較強的拉動作用，其邊際拉動為0.177，即外商直接投資每增加1美元，將會拉動經(jīng)濟增長增加0.177美元。誤差修正模型的均衡調(diào)整系數(shù)為-0.23，表明當(dāng)短期內(nèi)系統(tǒng)偏離均衡時，將以-0.23的力度將系統(tǒng)拉回到均衡狀態(tài)。這表明了外商直接投資對經(jīng)濟增長的拉動作用是相當(dāng)穩(wěn)定的。

如上誤差修正模型表明，從1985年至今的近20年的時間內(nèi)，外商直接投資促進了中國的經(jīng)濟增長，兩者之間存在穩(wěn)定、均衡的增長關(guān)系。因此，從定性分析和定量分析的兩方面來看，外商直接投資確實是中國經(jīng)濟發(fā)展不可或缺的推動力量和重要組成部分。