统计与决策2008年第5期(总第257期)
织,充分体现出区位优势。湖南与广东毗邻,农业产业化进程
稳步推进,城市化水平为 35%,全部工业增加值增长 %,
规模以上工业企业经济效益综合指数 %,固定资产投
资比上年增长%,全省进出口总额比上年增长 %,利
用外资增长%,接待国内外旅游者增长 %,全省城镇居
民人均可支配收入增长%,教育质量不断提高,文化事业
蓬勃发展,卫生医疗保健事业发展加快。2006年安徽和湖南
在中部崛起过程中表现出色。但江西的区位优势并没显现出
来,据分析有革命老区的落后面貌改观速度相对较慢有很大
关系。
3 对结论的分析及对策
中部地区属欠发达的中间层次,是我国
经济由东向西梯次发展的第二阶梯,在思想
心态、吏治、资金、环保、人才稀缺、民工荒、
三农问题、资源危机等方面存在共性,因此,
灰色关联系数差距不是太大,绝对值仅为
=,说明中部六省的社会经济
状况大致相近。尽管中部各省经济社会均呈
快速发展的良好态势,但各省在快速发展、
努力缩小与东部沿海地区差距的同时,又面
临中部兄弟省份以及西部大开发中迅速崛
起省份赶超的压力。因此,必须重新审视各自在中部地区经
济社会发展的优势和劣势,找准自己在中部地区经济社会罚
站的位置,增强紧迫意识,全面实现小康目标,真正实现中部
地区崛起。
参考文献:
[1]苗润生.中国地区综合经济实力评价方法研究[M].北京:中国人
民大学出版社,2006.
[2]梁静国.基于灰色关联度的属性约简方法[J].统计与决策,2006,(3).
[3]编委会.2006年中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,2006.
(责任编辑/浩 天)
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A1
A2
A3
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A5
A6
A7
A8
A9
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A11
A12
A13
A14
表7 !i的值
1
2
3
4
5
6
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A2
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A5
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A13
A14
"
表8 灰关联系数 γ(x0(k),xi(k))
0引言
改革开放以来,外商对华直接投资规模不断扩大,尤其
是我国在 1992年确立了建立社会主义市场经济体制目标以
后,外商对华直接投资速度加快。我国中央政府和各地方政
府的各项优惠政策是外商对华直接投资迅速增加的重要因
素,但根本原因是我国整体经济实力不断上升和宏观经济环
境不断改善。我们认为,尽管进入我国的外国直接投资中有
一定比例属于短期投机资金,但绝大部分仍然属长期投资。
对于外商长期投资而言,单靠政府政策优惠是不能保证其资
金收益和安全。对于外国投资商来说,我国市场需求变化、
摘 要:文章利用协整检验和基于向量误差修正VEC模型的因果关系检验对国民宏观经济和我国
的FDI流入量之间的内在关系进行深入的研究。实证分析结果表明,我国宏观经济的变动与 FDI流入
量之间短期和长期内存在相关性和因果关系。宏观经济波动影响 FDI流入量,但由于其它因素的干扰,
该影响不十分显著。
关键词:宏观经济;FDI流入量;实证分析
中图分类号:F224 文献标识码:A 文章编号:1002-6487(2008)05-0101-03
我国宏观经济波动对
FDI流入量影响的实证分析
刘军荣,李天德
(四川大学 经济学院 ,成都 610064)
基金项目:国家社科基金重大委托项目(05&ZD006)
统 计 观 察
101
统计与决策2008年第5期(总第257期)
GDP增长率、消费物价和经济发展趋势及潜力等因素
成为外商对华投资决策的重要考察内容。本文以我国
1980～2004年数据为例,运用协整、Granger因果检验
及基于向量误差修正VEC模型的因果关系检验来实
证和分析我国宏观经济对FDI流入量的影响。
1样本变量及研究方法
由于本文主要研究国民宏观经济环境与 FDI流
入量的关系,我们选取的指标尽可能反映国内宏观
经济状况。为了避免由于研究指标自身特性对研究结果产生
的不利影响,本文选取了多个宏观经济指标:GDP增长率、家
庭支出增长率、CPI增长率、M2供给增长率、一年期贷款基
准利率来反映我国经济环境和政府宏观调控倾向。
对以上指标的选择我们有如下考虑:GDP增长率作为
衡量宏观经济总量变化指标,但是该指标受多种因素的影
响,不足以全面反映国民经济的整体状况,因此我们引入家
庭支出增长率、CPI增长率、M2供给增长率等数个指标来反
映国内价格、工资和货币政策等。同时,我们还引入了利率来
反映政府宏观调控对投资、消费和储蓄的态度。政府宏观调
控政策主要由财政政策和货币政策组成,我们选取了政府支
出增长率作为财政政策变化的衡量指标。由于所选数据均为
百分比,不存在变量标准化问题。
本文以 1980～2004年为数据样本区间。我国 GDP增长
率、家庭消费增长率、政府支出增长率、FDI流入量增长率来
自联合国互联网数据库,我国利率、CPI增长率和 M2供给增
长率来自《中国金融年鉴》和历年《中国统计年鉴》。
本文首先对上述数据进行平稳性检验。通常的 T统计量
和 F统计量不能用于判定某一序列存在单位根。Dickey和
Fuller(1979)首先提出了 DF检验用于确定某一序列是否具
有平稳性,1984年Said和Dickey对DF进一步扩展,提出了
ADF检验。Phllips和Perron(1998)提出了一种处理检验过程
中多余参数的非参数方法,从而大大拓展了单位根检验的应
用范围。鉴于此,本文采用 ADF和 PP检验对变量及其一阶
差分进行平稳性检验。
其次,检验变量的协整关系。有些变量序列虽然不具有
平稳性,各自具有其长期变动特征。但是他们某些线性组合
却是平稳的,存在协整关系,这种关系反映他们之间的拟合
或稳定的比例关系。本文将利用基于 VAR模型的 Johansen
(1988)检验方法来检验变量之间的协整关系。
虽然协整可以界定变量之间是否存在稳定的比例关系,
但不能说明他们之间是否存在因果关系。因此本文进一步对
宏观经济变量与 FDI流入量变化进行 Granger因果关系检
验,并衡量其健壮性。最后,运用 VEC模型来检验我国宏观
经济变量对 FDI流入量变化长期因果关系和进行回归系数
估计。本文所作的检验和分析全部在 环境下完成
的。
2实证结果
表 1是对我国 FDI流入量增长率和其他国内宏观经济
变量的单位根检验的结果。从表中我们可以看出,除我国
GDP增长率为平稳变量,其他变量均为1阶单整I(1)变量。
由于只有 GDP增长率为平稳变量,其他序列均为一阶
单整 I(1)变量。那么,我们对一阶单整宏观经济数据与 FDI
流入量变动率进行共积性检验(即协整检验),以检验它们之
间的相关性。检验结果如下(表2)。
从
FDI流入
量 增 长
率 与 宏
观 经 济
变 量 长
期 关 系
的 检 验
结果(表 3)来看,我国 FDI流入量增长率至少在 5%的显著
水平上分别与CPI增长率、家庭消费增长率、GDP增长率、政
府支出增长率和 M2供给增长率存在 2、2、2、2和 1个共积
向量。这说明我国 FDI流入量变化与宏观经济环境(包括宏
观经济波动和政府宏观调控政策)存在长期相关关系。根据
上述协整检验,我们可以看出我国家庭消费增长率、GDP增
长率和 M2供给增长率与 FDI流入量的变化率存在较为明
显的相关关系。FDI流入量的变化率逾一年期贷款利率的相
关性不显著不存在共积向量,这表明利率作为政府宏观调控
手段与FDI流入量增长率的相互关系很弱。我们认为,这是
由于我国市场传导机制失真和失效的原因。
通过协整我们确定 FDI与各宏观指标存在长期关系,但
是此关系并未说明 FDI与各宏观指标间的内在联系,即无法
确认是前者引起后者还是后者引起前者还是相互影响。鉴于
此我们对他们进行 Granger因果检验。检验结果如下:
从Granger因果检验结果来看,我国FDI流入量变化率
与 CPI和 M2增长率分别在 10%和 5%的显著水平上存在单
向因果关系:我国 FDI流入量变化率对后者产生影响;同时
我国 FDI流入量变化率同家庭消费增长率和政府支出增长
率分别在 10%和 1%的显著水平上存在单向 Granger因果关
表1 宏观经济变量及其1阶差分的单位根检验
我国宏观经济变量
CPI增长率
FDI流入量增长率
家庭消费增长率
GDP增长率
政府支出增长率
一年期贷款利率
货币M2增长率
原序列 1阶差分序列
ADF
***
PP
***
**
*
ADF
***
***(0)
***
***
***
***
***
PP
***
***
***
***
***
***
***
注:***,**,*分别表示1%,5%,10%水平的拒绝原假设。除在表中括号特别指出外,ADF
检验的滞后项为1,PP检验的滞后项为2
表3 我国宏观经济指标和FDI流入量变化率一阶差分的Granger因果检验
FDI
FDI
流入
量增
长率
(A)
宏观经济指标(B)
CPI增长率
家庭消费增长率
GDP增长率
政府支出增长率
货币M2增长率
BnottoA显著水平
*
**
***
AnottoB显著水平
*
**
**
滞后项数
4
2
4
4
2
***,**,*分别表示在1%,5%和10%的显著水平拒绝原假设。
统 计 观 察
表2我国宏观经济指标和FDI流入量变化率的Johansen协整检验
FDI
流入
量增
长率
宏观经济指标
CPI增长率
家庭消费增长率
GDP增长率
政府支出增长率
一年期贷款利率
货币M2增长率
迹统计量
*(1)
*(1)
**(1)
*(1)
(1)
**(1)
*
**
*
*
2
2
2
2
0
1
注:**,*分别表示在 1%和 5%的显著水平拒绝原假设;括
号里的数值为Johansen协整检验方程的滞后项数。
FDI
102
统计与决策2008年第5期(总第257期)
系:前者受后两者的影响;而与我国 GDP增长率存在双向因
果关系,显著水平均在5%之上。由于我国一年期贷款利率与
FDI流入量不具有协整关系,故排除因果关系检验之外。
但是,数据序列一阶差分后丧失了长期信息,因此上述
Granger因果检验只能反映短期因果关系。由于 FDI流入量
增长率与所选宏观指标存在协整关系(除利率外),因此我们
进一步采用 VEC模型来检验各变量对 FDI流入量增长率长
期影响。检验结果如下(表4)①。
从 VEC模型估计结果我们可以看出,修正误差项 Coin-
tEq1的t统计量为,在通常情况下是显著的。我国
FDI流入量变化率与宏观经济指标的 VEC模型估计结果的
多重可决系数 R平方为 ,且 f统计量分别为
,在 %的显著水平上大于其各自的临界值,因此
我们的VEC模型整体上是基本成功的。
表 4反映了我国 FDI流入量变化率与宏观经济指标关
系的回归方程。我们可以看出,家庭消费增长率、GDP增长
率、M2增长率和政府支出增长率的 t统计量分别是-
,,和 ,在通常水平上是显著
的;根据回归系数,我们可以看到各宏观经济指标对 FDI流
入量变化率的影响力度从高到低分别为 GDP增长率、家庭
消费增长率、M2增长率和政府支出增长率。
4 分析与结论
经过近 30年的改革开放,中国 GDP高速增长,年均增
长率为%;人均收入和人均GDP不断增加,国内消费水平
不断提高;市场经济体制已经启动;政府大力投资基础建设
和社会保障,投资环境不断优化;货币供应增长和 CPI增长
温和,国内经济稳定。这些因素创造了良好宏观经济氛围,强
劲地推动着经济的发展,从而成为吸引外商直接投资的持久
动力。根据上述检验发现,我国宏观经济指标对 FDI流入量
变化率的影响力度从高到低分别为GDP增长率、家庭消费增
长率、M2增长率和政府支出增长率。这说明经济增长和消费
市场的扩大是吸引FDI的主要因素。上述实证证明了FDI流
入量增长率和我国GDP的增长率呈双向因果关系,且国内一
些学者也实证了它们的长期走势呈同步性(鲍晓崴和房振明,
2005),支持我们此处观点。M2增长率和政府支出增长率反映
了政府对宏观经济的调控倾向,它们影响着国内物价、汇率、
国内投资以及国内税务,从而影响FDI流入量。但是由于我国
资本项目尚未开放,使得利率变动并未对FDI产生直接影响,
也削弱M2供给变动对FDI流入量的影响的力度。
根据上述检验,我们得到一些关于我国宏观经济指标与
外商直接投资关系的新认识和一些政策性启示:
(1)我国宏观经济的变动影响 FDI流入量,并在短期和长
期内存在相互关系。对于影响FDI流入量的变化诸因素中,我
国宏观经济指标的内生性较强。但是,在诸多宏观经济指标中,
各指标对FDI流入量的影响显著水平的高低依次为GDP增长
率、家庭消费增长率、M2增长率和政府支出增长率。这说明FDI
流入量对宏观经济波动较敏感。这反映了跨国公司对华直接投
资决策是以我国经济发展水平和市场容量及前景为评判对象,
从而确定其投资收益前景和未来风险。
(2)壮大我国经济,同时借以相关经济调控政策,建立一
条安全、长久的引资之道。我国是一个高速发展的国家,对外
资金需求很大,单纯的政策优惠不仅伤害国内投资,而且长
期内会危害国家经济安全。通过实证表明,GDP增长率和家
庭消费增长率等宏观经济指标及 M2增长率和政府支出增
长率等政府可控指标都会影响 FDI流入量,因此应该提高我
国经济实力、有效调控、注重经济发展的质量,方为吸引外资
的万全之道。
参考文献:
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[3]参见迈克尔·J·塞勒著.金融研究方法论大全必备[M].金马译.北
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究[J].内蒙古农业大学学报,2005,(3).
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per,.
(责任编辑/亦 民)
统 计 观 察
①由于本文样本相对较小,我们只能确定滞后项为1,从而不能充分考察短期影响。
表4 我国FDI流入量变化率与宏观经济指标的VEC估计结果
误差修正
CointEq1
CPI增长率(-1)(△)
家庭消费增长率(-1)(△)
GDP增长率(-1)(△)
政府支出增长率(-1)(△)
货币M2增长率(-1)(△)
R-Squared
F统计量
我国FDI流入量增长率(△)
()
()
()
()
()
()
()
()
()
()
()
()
103
