陳輝民，徐運(yùn)保

(湖南工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,湖南 湘潭 411104）

湖南省東鄰江西，南接廣東和廣西，西連貴州和重慶，北交湖北，位于長(zhǎng)江中游。全省土地面積21.18萬(wàn)平方公里,占全國(guó)國(guó)土面積的2.2%,在全國(guó)各省市區(qū)面積中居第11位。隨著改革開放的穩(wěn)步推進(jìn)，湖南的經(jīng)濟(jì)也在穩(wěn)步增長(zhǎng)，吸引著越來越多的外資進(jìn)入。如1983年的湖南GDP為257.43億元人民幣，外商直接投資為26萬(wàn)美元；1983年的湖南GDP為12930.69億元人民幣和外商直接投資為45.98億美元。這是否意味著是湖南經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)帶來外商直接投資的增加？抑或外商直接投資的增加促進(jìn)經(jīng)濟(jì)湖南經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)呢？本文就是基于此，對(duì)湖南GDP與外商直接投資的關(guān)系而展開研究。

1 湖南省利用外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量分析

1.1 變量選擇及數(shù)據(jù)處理說明

依據(jù)研究的需要，這里選擇湖南省生產(chǎn)總值（HNGDP）和湖南省外商直接投資(HNFDI)作為名義變量，實(shí)際變量分別用R_GDP和R_FDI來代替。數(shù)據(jù)來源1983～2009年湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒、2009年湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、1983～2009年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒及2009年中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。外商直接投資在統(tǒng)計(jì)上是用美元表示的，為研究的需要，這里采取1983～2009年的人民幣對(duì)美元中間匯率（ER）轉(zhuǎn)換為人民幣表示，又因?yàn)橥馍讨苯油顿Y與湖南省總產(chǎn)出是用名義值計(jì)量的，通過利用商品零售價(jià)格指數(shù)(PI)，全部轉(zhuǎn)換為以1983年為基期的實(shí)際值。相應(yīng)的轉(zhuǎn)換使用公式為

計(jì)算后的數(shù)據(jù)如表1。選擇1983年為基期，是因?yàn)榭紤]到湖南是從1983年開始利用外資的。所有的數(shù)據(jù)，均保留小數(shù)點(diǎn)后兩位。

1.2 相關(guān)性分析

對(duì)R_HNGDP和R_HNFDI數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，消除數(shù)據(jù)之間的異方差性，使數(shù)據(jù)變得更為平滑。對(duì)數(shù)化后的實(shí)際收人和實(shí)際消費(fèi)取對(duì)數(shù)后分別記為L(zhǎng)n(R_HNFDIt)和Ln(R_HNGDPt)。使用EVIEWS6.0（后續(xù)處理都是用EVIEWS6.0軟件進(jìn)行）做出對(duì)數(shù)化后的湖南省實(shí)際生產(chǎn)總值與實(shí)際外商直接投資相關(guān)關(guān)系散點(diǎn)圖，如圖1、圖2、圖3。

表1 湖南省實(shí)際生產(chǎn)總值與實(shí)際外商直接投資時(shí)間序列 （單位：百萬(wàn)人民幣）

圖1 Ln(R _HNFDIt)和Ln(R _HNGDPt)時(shí)序圖

圖2 Ln(R _HNFDIt)和Ln(R _HNGDPt)關(guān)系圖

圖3 Ln(R _HNGDPt)和Ln(R _HNFDIt)關(guān)系圖

從圖1中可以發(fā)現(xiàn)對(duì)數(shù)化后的湖南省實(shí)際總產(chǎn)出與實(shí)際的外商直接投資具有明顯的時(shí)間趨勢(shì)；從圖2和圖3中可以知道對(duì)數(shù)化后的湖南省實(shí)際總產(chǎn)出與實(shí)際的外商直接投資存在一定的相關(guān)關(guān)系，這為后續(xù)研究提供非常強(qiáng)的數(shù)據(jù)支持。

1.3 變量平穩(wěn)性分析

從圖1，可知Ln(R_HNFDIt)和Ln(R_HNGDPt)具有時(shí)間趨勢(shì)，所以利用ADF檢驗(yàn)法對(duì)式子（1）、（2）、（3）進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

Δ是差分符號(hào)；α是常數(shù)項(xiàng)；t是時(shí)間變量；δ是自相關(guān)系數(shù)，等于0，即存在一單位根。X代表Ln(R_HNFDI)、Ln(R_HNGDP)變量。

表2 變量單位根的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表2檢驗(yàn)結(jié)果分析，Ln(R_HNFDI)的ADF檢驗(yàn)值大于顯著性水平為1%、5%、小于10%的臨界值，且D.W=1.24882，所以是不平穩(wěn)的;△Ln(R_HNFDI)的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，且D.W=2.166514，所以是一階單整I(1);Ln(R_HNGDP)的ADF檢驗(yàn)值大于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，且D.W=1.937433，是非穩(wěn)定的；△Ln(R_HNGDP)的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值，且D.W=2.014797，是一階單整I(1)。

1.4 協(xié)整的檢驗(yàn)

△Ln(R_HNFDI)和△Ln(R_HNGDP)都是一階單整I(1)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。為對(duì)兩者長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)，這里采取Engle-Granger檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先建立Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)之間的線性回歸方程（4）和（5）。

t值 (-1.731)(2.389) （5.561） （-1.576）

R2=0.933調(diào)整的R2=0.924 F=97.711 D.W=1.914

Ln(R_HNGDP)=544.342+0.012*Ln(R_HNFDI)+1.408*(103942.4)(0.016) （0.255）

R2=0.995調(diào)整的R2=0.995 F=1543.936 D.W=1.999774

從回歸方程(6)可知，經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%,將吸引FDI增加2.266%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資的影響非常顯著；從回歸方程(7)可知，每吸收的FDI增加1%,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為0.012%，外商直接投資增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響作用很小。

其次，設(shè)式子（6）、（7）的殘差分別為resid1和resid2,并對(duì)其進(jìn)行進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3表明:殘差resid1和resid2的ADF檢驗(yàn)值小于顯著性水平為1%、5%、小于10%的臨界值，且D.W值在2的附近，所以其為平穩(wěn)的時(shí)間序列。也就是表明Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)在長(zhǎng)期存在雙向穩(wěn)定關(guān)系。

總體上來看，1983～2009年湖南省的FDI每增長(zhǎng)l%,推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為0.012%，外商直接投資增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響作用較?。唤?jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%,將吸引FDI平均增長(zhǎng)2.266%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)外商直接投資的作用顯著。

湖南省生產(chǎn)總產(chǎn)出（GDP）與外商直接存在雙向的相互促進(jìn)的關(guān)系。

1.5 Granger因果檢驗(yàn)

上面的分析表明Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)在長(zhǎng)期存在協(xié)整關(guān)系。但是,這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系是外商直接投資引起湖南省生產(chǎn)總產(chǎn)出的結(jié)果,還是湖南省生產(chǎn)總產(chǎn)出引起外商直接投資的結(jié)果?為揭示外商直接投資與湖南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，這里使用Granger因果檢驗(yàn)方及選取滯后期為1,滯后期為2和滯后期為3,對(duì)外商直接投資和湖南省生產(chǎn)總產(chǎn)出進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表4。檢驗(yàn)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如下式子（8）和（9）:

應(yīng)用表1的數(shù)據(jù)，使用EVIEWS6.0，進(jìn)行OLS分析得出如下（6）和（7）估計(jì)函數(shù)。

表3 殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可知,在滯期為1時(shí),Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.6526,大于0.05,接受原假設(shè),可以認(rèn)為L(zhǎng)n(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)成 因;而 對(duì)于Ln(R_HNGDP)不 是 Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假設(shè),拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.1806,大于0.05,不能夠拒絕原假設(shè),Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。在滯后期為2時(shí)，同理，可以得到與滯后期為1的同樣結(jié)論。在滯后期為3時(shí)，Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.0039,小于0.05,拒絕原假設(shè),可以認(rèn)為L(zhǎng)n(R_HNFDI)是Ln(R_HNGDP)Granger成因;而對(duì)于Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假設(shè),拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.9993,大于0.05,不能夠拒絕原假設(shè),Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。同理，在滯后期為4時(shí)，可得與滯后期為3時(shí)的同樣結(jié)論。在滯后期為5時(shí)，Ln(R_HNFDI)不是 Ln(R_HNGDP)的Granger原因,拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.0047,小于0.05,拒絕原假設(shè),可以認(rèn) 為L(zhǎng)n(R_HNFDI)是 Ln(R_HNGDP)成 因;而 對(duì) 于 Ln(R_HNGDP)不是Ln(R_HNFDI)的Granger原因的原假設(shè),拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的最大概率是0.0002,小于0.05,拒絕原假設(shè),Ln(R_HNGDP)是Ln(R_HNFDI)的Granger原因被接受。綜上分析知，Ln(R_HNFDI)與Ln(R_HNGDP)不存在穩(wěn)定的雙向的Granger因果關(guān)系，但從滯后期3開始，基本上可認(rèn)為L(zhǎng)n(R_HNFDI)是 Ln(R_HNGDP)Granger成因，這與公式（6）與（7）所顯示的經(jīng)濟(jì)原理一致。

表4 Ln(R_HNFDI)和Ln(R_HNGDP)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2 結(jié)論及建議

通過對(duì)Ln(R_HNFDI)與Ln(R_HNGDP)進(jìn)行回歸模型分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果表明,外商直接投資對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)的作用是正向影響的，影響作用不大；湖南經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)促進(jìn)吸收外商直接投資數(shù)量的增長(zhǎng)，兩者之間是一種雙向互動(dòng)的關(guān)系。滯后期不同，外商直接投資與湖南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間卻存在不同的Granger因果關(guān)系。特別是在滯后期為5時(shí)，湖南省吸收的外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系。為協(xié)調(diào)好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外商直接投資之間的關(guān)系，政府應(yīng)該注意二點(diǎn)：一是外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是滯后的，所以應(yīng)根據(jù)本省的經(jīng)濟(jì)實(shí)際，穩(wěn)步進(jìn)行，避免急于求成。二是協(xié)調(diào)好外商直接投資與國(guó)內(nèi)企業(yè)投資的關(guān)系，營(yíng)造一個(gè)公平、互動(dòng)的投資環(huán)境，充分發(fā)揮內(nèi)外資對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。

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