工商管理外商直接投资（ｆｄｉ）与我国经济增长关系的协整分析

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2、投资对于经济增长的作用这一问题上存在争议。鉴于FDI的净溢出效应是随时间而动态变化的，本文选取我国1986年～2007年度宏观数据，对GDP与FDI进行协整检验，采用EG两步法构建误差修正模型，探讨FDI对我国经济增长的影响，并提出建议。　　[关键词]FDIGDP协整分析误差修正模型溢出效应　　　　一、引言　　学术界对外商直接投资对东道国经济影响有不同看法，部分认为FDI对GDP有促进作用：Abende-Nabende，J.L.Ford(1998)以我国台湾省为例讨论FDI对经济的潜在推动。也有学者提出不同结论：L.P.King

3、与B.Varadi(2002)分析了匈牙利59家公司相关数据,认为短期内FDI促进经济增长,长期有阻碍作用。多数研究认为,发展中国家FDI净溢出效应不显著,甚至为负,而在发达国家有正效应。　　2003年中国接受外国直接投资530亿美元，居全球首位。FDI对我国经济的影响，学者最初持肯定态度：ChungChen,YiminZhang(1995)研究表明1978年后FDI对中国经济的推动。后陆续有异议：赵奇伟、张诚(2006)检验京津冀1980～2003年数据发现以1995年为拐点,FDI溢出效应逐渐消失,至与区域经济增长显著负相关

4、。　　少有学者对近几年宏观数据进行分析，而FDI的净溢出效应是随时间变化的；也少有学者建立误差修正模型(ECM)，该模型有不存在虚假回归的显著优点。本文取1986年～2007年数据，通过协整分析构造ECM，探讨FDI对我国GDP在长短期内的影响，并提出合理建议。　　二、实证分析　　1.变量和数据的选取　　以GDP衡量经济增长，FDI与GDP取自CCER宏观数据库(2007年数据来自国家统计局2007年国家经济运行情况发布会及商务部网站)，CPI取自《中国统计年鉴2007》及CCER(取1978=100)。美元兑人民币汇率来自中国

5、人民银行网站，折算出年度汇率。　　(1)统一单位：FDI乘以年度汇率，以人民币表示。　　(2)消除物价因素：FDI,GDP除以当年CPI。　　(3)消除列异方差：消除物价因素后的FDI与GDP取对数表示为lnGDP，lnFDI。　　2.单整阶数检验。（下述检验结果均来自EVIEWS5.0）　　变量单整阶数相同才可能具有协整性。单位根检验可以确定变量的平稳性，从而知其单整阶数。建立ADF模型如下，进行单位根检验。当ADF统计量小于临界值时，变量具有平稳性。　　　　表一lnGDP，lnFDI及差分序列的单位根检验　　lnGDP,ln

6、FDI非平稳，经一阶差分，△lnGDP，△lnFDI平稳，故lnGDP,lnFDI为一阶单整序列。　　3.协整检验与ECM　　本文采用EG两步法建立误差修正模型。第一步基于动态分布滞后模型(ADL)进行回归，这时需要检验变量间是否存在协整关系，第二步是以第一步得到的残差值作为误差修正项加入到ECM模型中，用OLS法估计短期参数。　　（1）建立ADL模型，进行协整回归（括号中数值为对应的t检验值）　　　　（403.21）（4.16）（-3.85）=0.998,DW=1.50　　（2）对回归所得的非均衡误差进行EG检验：　　　　(-

7、3.784)　　Prob.=0.0013小于0.05，=0.43，DW=1.55，协整检验通过，lnGDP与lnFDI间存在协整关系,可继续EG两步法，分析长期关系并建立ECM模型。　　（3）ADL模型分析　　根据ADL模型，短期看来，当期的FDI对当期的GDP有促进作用，然而对下年度的GDP则有反向影响。　　长期关系:　　长期看来FDI对GDP的平均弹性为-1.27，FDI对GDP并没有想象中的推动作用。　　（4）ECM　　已检验变量存在协整关系，由格兰杰定理，可建立ECM：　　　　(对数的)FDI年增长量以0.2的比率影响G

8、DP的年增长量变化，上一年度的非均衡误差以0.018的比率对本年度的取值做反向调整。　　4.格兰杰因果性检验　　假设变量A对B存在格兰杰非因果性，若Prob.<0.05则拒绝假设，变量A对B存在格兰杰因果性。随着滞后期不同，检验结果也不同。经检验，lnFDI与l