趙曉夢　杞如福

摘要：對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直深受經(jīng)濟(jì)學(xué)界的關(guān)注。選取湖北省1982年至2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進(jìn)口（IM）、出口貿(mào)易額（EX）以及外商直接投資額（FDI）作為分析樣本，通過單位根檢驗(yàn)、向量自回歸、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，分析研究了湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證關(guān)系。

關(guān)鍵詞：湖北?。粚ν赓Q(mào)易；外商直接投資；實(shí)證研究

中圖分類號：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672—198（2014）16—0011—02

1變量選擇及其數(shù)據(jù)趨勢分析

本文選取的數(shù)據(jù)來源于湖北省1982年-2011年統(tǒng)計(jì)年鑒，以及《強(qiáng)省之路：湖北改革開放30周年》和湖北省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)公報(bào)和統(tǒng)計(jì)分析。為了使選取變量的貨幣單位一致，需要對各變量的貨幣單位進(jìn)行匯率調(diào)整，其方法是用各個(gè)變量的實(shí)際人民幣數(shù)值除以當(dāng)年人民幣對美元的匯率，得到以美元計(jì)量的各研究變量。然后，為了消除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中價(jià)格變動(dòng)的影響，以1982年湖北省的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為不變價(jià)格指數(shù)，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。

本文的數(shù)據(jù)表示采取以下幾種形式：利用宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟(jì)增長狀況，用實(shí)際外商直接投資（FDI）表示外商投資的狀況，采用實(shí)際對外貿(mào)易進(jìn)口額（IM）和對外貿(mào)易出口額（EX）表示對外貿(mào)易狀況。樣本容量為30，數(shù)據(jù)為1982年—2011年湖北省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（源自湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒1982-2011）為了使GDP、FDI、IM和EX的貨幣單位保持一致，我們都采用億美元作為統(tǒng)計(jì)單位。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論模型：

Y=Af（K，L）=αK+βL

我們把FDI、IM、EX對GDP的影響也用模型建立關(guān)系方程：GDP為因變量，F(xiàn)DI、IM和EX為自變量，由于時(shí)間序列存在自相關(guān)問題，我們初步建立的模型是關(guān)于四個(gè)變量之間的VAR向量自回歸模型，研究各期內(nèi)自變量對因變量的影響方向和程度，所以我們建立的模型方程為：

2變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)

首先，我們對LN（GDP）、LN（FDI）、LN（IM）、LN（EX）四個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，四個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均大于其自身在5%的臨界值，說明四個(gè)變量均存在單位根，都是不平穩(wěn)的，如果直接使用它們進(jìn)行估計(jì)分析就會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此我們就需要根據(jù)協(xié)整的概念進(jìn)行進(jìn)一步分析。

首先分別對其進(jìn)行一階差分處理，一階差分后的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，四個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均大于其5%臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明四個(gè)變量在一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，即四個(gè)序列為均為一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

3VAR模型估計(jì)和協(xié)整檢驗(yàn)

首先是確定VAR模型滯后階的確定，在對各個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前，首先應(yīng)選擇其滯后階數(shù)。我們利用AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則可以確定模型的滯后階數(shù)K，在滯后期為5時(shí)，有5個(gè)星號位于一排，且AIC與SC一致，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

3.1VAR模型估計(jì)

由于需要檢驗(yàn)多個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)有EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)兩種方法，對于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)，后者更有效，故采用Johansen-Juselisu極大似然法建立向量自回歸（VAR）模型。得出的方程式如下所示：

從以上的分析可知，方程的擬合度較高。其中Ln（GDP）主要受其自身滯后一期、二期、三期和四期的影響，且都為正相關(guān)，其中滯后一期的影響最為明顯。Ln（GDP）與Ln（FDI）的滯后一期到滯后四期均為正相關(guān)，其中滯后一期的系數(shù)最大，滯后二期以后系數(shù)方程系數(shù)都較小。Ln（GDP）與Ln（IM）的滯后一期、滯后二期、滯后三期成負(fù)相關(guān)，與滯后四期成正相關(guān)，但是較不明顯。Ln（GDP）與LN（EX）的滯后一期、滯后二期、滯后三期正相關(guān)，與滯后四期負(fù)相關(guān)，其中滯后一期和三期的影響最為明顯。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

針對以上分析結(jié)果本文采用Johansen檢驗(yàn)，其結(jié)果如表3。

各組變量之間均存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，在5%顯著水平下，軌跡統(tǒng)計(jì)量拒絕了最多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受了最多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

雖然以上實(shí)證結(jié)果表明湖北省外商直接投資、進(jìn)口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長具有協(xié)整性，即它們之間存在長期均衡關(guān)系，但我們還不了解它們之間是否具有因果關(guān)系，以及因果關(guān)系方向如何，因此需要做格蘭杰因果性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，在5%顯著水平下，LN（FDI）不是LN（GDP）的格蘭杰原因通過了F檢驗(yàn)，顯著水平為0.0242低于0.05，即拒絕了原假設(shè)，也就是說FDI是GDP增長的原因；而反過來，LN（GDP）不是LN（FDI）的原因接受了原假設(shè)，即GDP不是FDI增長的原因。同理，通過判斷可知，LN（IM）不是LN（GDP）的原因沒有通過F檢驗(yàn)，而反過來則通過了F檢驗(yàn)；LN（GDP）和LN（EX）存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系；而其他的LN（FDI）、LN（IM）和LN（EX）三者之間互不為Granger因果關(guān)系。

5結(jié)論

通過以上的實(shí)證分析結(jié)果，我們可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，F(xiàn)DI是GDP增長的原因，并且FDI對GDP增長有長期的促進(jìn)作用。湖北省1982年至2011年期間，外商投資額的增加確實(shí)對湖北省國民經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生了推動(dòng)作用，只是隨著時(shí)間的增加，F(xiàn)DI的促進(jìn)作用緩慢減弱。

第二，EX和GDP相互促進(jìn)，但在長期中EX對GDP有負(fù)向作用。出口對經(jīng)濟(jì)增長起顯著的正向作用，這說明湖北省經(jīng)濟(jì)屬于出口推動(dòng)型，隨著湖北省對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，一大批國際型企業(yè)的發(fā)展為湖北出口貿(mào)易的增加注入了新的活力，增強(qiáng)了湖北經(jīng)濟(jì)實(shí)力；但是，隨著貿(mào)易時(shí)間的延伸，湖北出口貿(mào)易對社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長的作用減緩，到第四期時(shí)已經(jīng)有了一定的負(fù)向作用。

第三，IM不是GDP增長的原因，但是GDP的增長促進(jìn)了IM的增加。湖北省進(jìn)口貿(mào)易對社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長主要起負(fù)向作用，這符合了傳統(tǒng)貿(mào)易理論觀點(diǎn)；而另一方面，GDP的增長使得本國居民的收入水平增加，消費(fèi)能力也隨之增長，對國外進(jìn)口商品的需求也增加，所以GDP的增長會(huì)促進(jìn)進(jìn)口的擴(kuò)大。

參考文獻(xiàn)

[1]Athukorala.P.，J·Menon.Developing，with Foreign Investment： Malaysia[J].The Australian Economic Review，1995，（1）.

[2]Ruttan V.New growth theory and development economics[J].Journal of Developme Studies，1998.

[3]湖北省統(tǒng)計(jì)局，國家統(tǒng)計(jì)局湖北調(diào)查總隊(duì).強(qiáng)省之路：湖北改革開放30周年[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2008.

[4]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2009，（10）.

摘要：對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直深受經(jīng)濟(jì)學(xué)界的關(guān)注。選取湖北省1982年至2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進(jìn)口（IM）、出口貿(mào)易額（EX）以及外商直接投資額（FDI）作為分析樣本，通過單位根檢驗(yàn)、向量自回歸、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，分析研究了湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證關(guān)系。

關(guān)鍵詞：湖北?。粚ν赓Q(mào)易；外商直接投資；實(shí)證研究

中圖分類號：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672—198（2014）16—0011—02

1變量選擇及其數(shù)據(jù)趨勢分析

本文選取的數(shù)據(jù)來源于湖北省1982年-2011年統(tǒng)計(jì)年鑒，以及《強(qiáng)省之路：湖北改革開放30周年》和湖北省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)公報(bào)和統(tǒng)計(jì)分析。為了使選取變量的貨幣單位一致，需要對各變量的貨幣單位進(jìn)行匯率調(diào)整，其方法是用各個(gè)變量的實(shí)際人民幣數(shù)值除以當(dāng)年人民幣對美元的匯率，得到以美元計(jì)量的各研究變量。然后，為了消除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中價(jià)格變動(dòng)的影響，以1982年湖北省的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為不變價(jià)格指數(shù)，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。

本文的數(shù)據(jù)表示采取以下幾種形式：利用宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟(jì)增長狀況，用實(shí)際外商直接投資（FDI）表示外商投資的狀況，采用實(shí)際對外貿(mào)易進(jìn)口額（IM）和對外貿(mào)易出口額（EX）表示對外貿(mào)易狀況。樣本容量為30，數(shù)據(jù)為1982年—2011年湖北省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（源自湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒1982-2011）為了使GDP、FDI、IM和EX的貨幣單位保持一致，我們都采用億美元作為統(tǒng)計(jì)單位。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論模型：

Y=Af（K，L）=αK+βL

我們把FDI、IM、EX對GDP的影響也用模型建立關(guān)系方程：GDP為因變量，F(xiàn)DI、IM和EX為自變量，由于時(shí)間序列存在自相關(guān)問題，我們初步建立的模型是關(guān)于四個(gè)變量之間的VAR向量自回歸模型，研究各期內(nèi)自變量對因變量的影響方向和程度，所以我們建立的模型方程為：

2變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)

首先，我們對LN（GDP）、LN（FDI）、LN（IM）、LN（EX）四個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，四個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均大于其自身在5%的臨界值，說明四個(gè)變量均存在單位根，都是不平穩(wěn)的，如果直接使用它們進(jìn)行估計(jì)分析就會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此我們就需要根據(jù)協(xié)整的概念進(jìn)行進(jìn)一步分析。

首先分別對其進(jìn)行一階差分處理，一階差分后的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，四個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均大于其5%臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明四個(gè)變量在一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，即四個(gè)序列為均為一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

3VAR模型估計(jì)和協(xié)整檢驗(yàn)

首先是確定VAR模型滯后階的確定，在對各個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前，首先應(yīng)選擇其滯后階數(shù)。我們利用AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則可以確定模型的滯后階數(shù)K，在滯后期為5時(shí)，有5個(gè)星號位于一排，且AIC與SC一致，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

3.1VAR模型估計(jì)

由于需要檢驗(yàn)多個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)有EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)兩種方法，對于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)，后者更有效，故采用Johansen-Juselisu極大似然法建立向量自回歸（VAR）模型。得出的方程式如下所示：

從以上的分析可知，方程的擬合度較高。其中Ln（GDP）主要受其自身滯后一期、二期、三期和四期的影響，且都為正相關(guān)，其中滯后一期的影響最為明顯。Ln（GDP）與Ln（FDI）的滯后一期到滯后四期均為正相關(guān)，其中滯后一期的系數(shù)最大，滯后二期以后系數(shù)方程系數(shù)都較小。Ln（GDP）與Ln（IM）的滯后一期、滯后二期、滯后三期成負(fù)相關(guān)，與滯后四期成正相關(guān)，但是較不明顯。Ln（GDP）與LN（EX）的滯后一期、滯后二期、滯后三期正相關(guān)，與滯后四期負(fù)相關(guān)，其中滯后一期和三期的影響最為明顯。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

針對以上分析結(jié)果本文采用Johansen檢驗(yàn)，其結(jié)果如表3。

各組變量之間均存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，在5%顯著水平下，軌跡統(tǒng)計(jì)量拒絕了最多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受了最多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

雖然以上實(shí)證結(jié)果表明湖北省外商直接投資、進(jìn)口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長具有協(xié)整性，即它們之間存在長期均衡關(guān)系，但我們還不了解它們之間是否具有因果關(guān)系，以及因果關(guān)系方向如何，因此需要做格蘭杰因果性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，在5%顯著水平下，LN（FDI）不是LN（GDP）的格蘭杰原因通過了F檢驗(yàn)，顯著水平為0.0242低于0.05，即拒絕了原假設(shè)，也就是說FDI是GDP增長的原因；而反過來，LN（GDP）不是LN（FDI）的原因接受了原假設(shè)，即GDP不是FDI增長的原因。同理，通過判斷可知，LN（IM）不是LN（GDP）的原因沒有通過F檢驗(yàn)，而反過來則通過了F檢驗(yàn)；LN（GDP）和LN（EX）存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系；而其他的LN（FDI）、LN（IM）和LN（EX）三者之間互不為Granger因果關(guān)系。

5結(jié)論

通過以上的實(shí)證分析結(jié)果，我們可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，F(xiàn)DI是GDP增長的原因，并且FDI對GDP增長有長期的促進(jìn)作用。湖北省1982年至2011年期間，外商投資額的增加確實(shí)對湖北省國民經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生了推動(dòng)作用，只是隨著時(shí)間的增加，F(xiàn)DI的促進(jìn)作用緩慢減弱。

第二，EX和GDP相互促進(jìn)，但在長期中EX對GDP有負(fù)向作用。出口對經(jīng)濟(jì)增長起顯著的正向作用，這說明湖北省經(jīng)濟(jì)屬于出口推動(dòng)型，隨著湖北省對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，一大批國際型企業(yè)的發(fā)展為湖北出口貿(mào)易的增加注入了新的活力，增強(qiáng)了湖北經(jīng)濟(jì)實(shí)力；但是，隨著貿(mào)易時(shí)間的延伸，湖北出口貿(mào)易對社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長的作用減緩，到第四期時(shí)已經(jīng)有了一定的負(fù)向作用。

第三，IM不是GDP增長的原因，但是GDP的增長促進(jìn)了IM的增加。湖北省進(jìn)口貿(mào)易對社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長主要起負(fù)向作用，這符合了傳統(tǒng)貿(mào)易理論觀點(diǎn)；而另一方面，GDP的增長使得本國居民的收入水平增加，消費(fèi)能力也隨之增長，對國外進(jìn)口商品的需求也增加，所以GDP的增長會(huì)促進(jìn)進(jìn)口的擴(kuò)大。

參考文獻(xiàn)

[1]Athukorala.P.，J·Menon.Developing，with Foreign Investment： Malaysia[J].The Australian Economic Review，1995，（1）.

[2]Ruttan V.New growth theory and development economics[J].Journal of Developme Studies，1998.

[3]湖北省統(tǒng)計(jì)局，國家統(tǒng)計(jì)局湖北調(diào)查總隊(duì).強(qiáng)省之路：湖北改革開放30周年[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2008.

[4]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2009，（10）.

摘要：對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直深受經(jīng)濟(jì)學(xué)界的關(guān)注。選取湖北省1982年至2011年國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、進(jìn)口（IM）、出口貿(mào)易額（EX）以及外商直接投資額（FDI）作為分析樣本，通過單位根檢驗(yàn)、向量自回歸、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，分析研究了湖北省對外貿(mào)易、外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證關(guān)系。

關(guān)鍵詞：湖北?。粚ν赓Q(mào)易；外商直接投資；實(shí)證研究

中圖分類號：F2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672—198（2014）16—0011—02

1變量選擇及其數(shù)據(jù)趨勢分析

本文選取的數(shù)據(jù)來源于湖北省1982年-2011年統(tǒng)計(jì)年鑒，以及《強(qiáng)省之路：湖北改革開放30周年》和湖北省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)公報(bào)和統(tǒng)計(jì)分析。為了使選取變量的貨幣單位一致，需要對各變量的貨幣單位進(jìn)行匯率調(diào)整，其方法是用各個(gè)變量的實(shí)際人民幣數(shù)值除以當(dāng)年人民幣對美元的匯率，得到以美元計(jì)量的各研究變量。然后，為了消除統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中價(jià)格變動(dòng)的影響，以1982年湖北省的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為不變價(jià)格指數(shù)，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。

本文的數(shù)據(jù)表示采取以下幾種形式：利用宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟(jì)增長狀況，用實(shí)際外商直接投資（FDI）表示外商投資的狀況，采用實(shí)際對外貿(mào)易進(jìn)口額（IM）和對外貿(mào)易出口額（EX）表示對外貿(mào)易狀況。樣本容量為30，數(shù)據(jù)為1982年—2011年湖北省的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)（源自湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒1982-2011）為了使GDP、FDI、IM和EX的貨幣單位保持一致，我們都采用億美元作為統(tǒng)計(jì)單位。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論模型：

Y=Af（K，L）=αK+βL

我們把FDI、IM、EX對GDP的影響也用模型建立關(guān)系方程：GDP為因變量，F(xiàn)DI、IM和EX為自變量，由于時(shí)間序列存在自相關(guān)問題，我們初步建立的模型是關(guān)于四個(gè)變量之間的VAR向量自回歸模型，研究各期內(nèi)自變量對因變量的影響方向和程度，所以我們建立的模型方程為：

2變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)

首先，我們對LN（GDP）、LN（FDI）、LN（IM）、LN（EX）四個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，四個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均大于其自身在5%的臨界值，說明四個(gè)變量均存在單位根，都是不平穩(wěn)的，如果直接使用它們進(jìn)行估計(jì)分析就會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因此我們就需要根據(jù)協(xié)整的概念進(jìn)行進(jìn)一步分析。

首先分別對其進(jìn)行一階差分處理，一階差分后的ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，四個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值均大于其5%臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明四個(gè)變量在一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)，即四個(gè)序列為均為一階單整序列，存在協(xié)整關(guān)系。

3VAR模型估計(jì)和協(xié)整檢驗(yàn)

首先是確定VAR模型滯后階的確定，在對各個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前，首先應(yīng)選擇其滯后階數(shù)。我們利用AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則可以確定模型的滯后階數(shù)K，在滯后期為5時(shí)，有5個(gè)星號位于一排，且AIC與SC一致，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)選擇的滯后階數(shù)應(yīng)該等于無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，即協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為4。

3.1VAR模型估計(jì)

由于需要檢驗(yàn)多個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)有EG兩步法和Johansen檢驗(yàn)兩種方法，對于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)，后者更有效，故采用Johansen-Juselisu極大似然法建立向量自回歸（VAR）模型。得出的方程式如下所示：

從以上的分析可知，方程的擬合度較高。其中Ln（GDP）主要受其自身滯后一期、二期、三期和四期的影響，且都為正相關(guān)，其中滯后一期的影響最為明顯。Ln（GDP）與Ln（FDI）的滯后一期到滯后四期均為正相關(guān)，其中滯后一期的系數(shù)最大，滯后二期以后系數(shù)方程系數(shù)都較小。Ln（GDP）與Ln（IM）的滯后一期、滯后二期、滯后三期成負(fù)相關(guān)，與滯后四期成正相關(guān)，但是較不明顯。Ln（GDP）與LN（EX）的滯后一期、滯后二期、滯后三期正相關(guān)，與滯后四期負(fù)相關(guān)，其中滯后一期和三期的影響最為明顯。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

針對以上分析結(jié)果本文采用Johansen檢驗(yàn)，其結(jié)果如表3。

各組變量之間均存在一定程度的協(xié)整關(guān)系，在5%顯著水平下，軌跡統(tǒng)計(jì)量拒絕了最多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受了最多存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

雖然以上實(shí)證結(jié)果表明湖北省外商直接投資、進(jìn)口、出口貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長具有協(xié)整性，即它們之間存在長期均衡關(guān)系，但我們還不了解它們之間是否具有因果關(guān)系，以及因果關(guān)系方向如何，因此需要做格蘭杰因果性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，在5%顯著水平下，LN（FDI）不是LN（GDP）的格蘭杰原因通過了F檢驗(yàn)，顯著水平為0.0242低于0.05，即拒絕了原假設(shè)，也就是說FDI是GDP增長的原因；而反過來，LN（GDP）不是LN（FDI）的原因接受了原假設(shè)，即GDP不是FDI增長的原因。同理，通過判斷可知，LN（IM）不是LN（GDP）的原因沒有通過F檢驗(yàn)，而反過來則通過了F檢驗(yàn)；LN（GDP）和LN（EX）存在顯著的雙向Granger因果關(guān)系；而其他的LN（FDI）、LN（IM）和LN（EX）三者之間互不為Granger因果關(guān)系。

5結(jié)論

通過以上的實(shí)證分析結(jié)果，我們可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，F(xiàn)DI是GDP增長的原因，并且FDI對GDP增長有長期的促進(jìn)作用。湖北省1982年至2011年期間，外商投資額的增加確實(shí)對湖北省國民經(jīng)濟(jì)的增長產(chǎn)生了推動(dòng)作用，只是隨著時(shí)間的增加，F(xiàn)DI的促進(jìn)作用緩慢減弱。

第二，EX和GDP相互促進(jìn)，但在長期中EX對GDP有負(fù)向作用。出口對經(jīng)濟(jì)增長起顯著的正向作用，這說明湖北省經(jīng)濟(jì)屬于出口推動(dòng)型，隨著湖北省對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，一大批國際型企業(yè)的發(fā)展為湖北出口貿(mào)易的增加注入了新的活力，增強(qiáng)了湖北經(jīng)濟(jì)實(shí)力；但是，隨著貿(mào)易時(shí)間的延伸，湖北出口貿(mào)易對社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長的作用減緩，到第四期時(shí)已經(jīng)有了一定的負(fù)向作用。

第三，IM不是GDP增長的原因，但是GDP的增長促進(jìn)了IM的增加。湖北省進(jìn)口貿(mào)易對社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長主要起負(fù)向作用，這符合了傳統(tǒng)貿(mào)易理論觀點(diǎn)；而另一方面，GDP的增長使得本國居民的收入水平增加，消費(fèi)能力也隨之增長，對國外進(jìn)口商品的需求也增加，所以GDP的增長會(huì)促進(jìn)進(jìn)口的擴(kuò)大。

參考文獻(xiàn)

[1]Athukorala.P.，J·Menon.Developing，with Foreign Investment： Malaysia[J].The Australian Economic Review，1995，（1）.

[2]Ruttan V.New growth theory and development economics[J].Journal of Developme Studies，1998.

[3]湖北省統(tǒng)計(jì)局，國家統(tǒng)計(jì)局湖北調(diào)查總隊(duì).強(qiáng)省之路：湖北改革開放30周年[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2008.

[4]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2009，（10）.