王慧

一、數(shù)據(jù)的選取

本文選擇的樣本區(qū)間很全，搜集了從湖南開始從事對外貿(mào)易的1983年到2017年所有年份實(shí)際吸收和利用外商直接投資（FDI）與國民經(jīng)濟(jì)（GDP）增長的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)根據(jù)《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算所得，并用各年匯率的平均價(jià)將統(tǒng)計(jì)年鑒中利用外資的美元金額換算成人民幣金額來進(jìn)行分析。

二、相關(guān)性檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews統(tǒng)計(jì)軟件對湖南GDP和FDI進(jìn)行相關(guān)性分析，得出它們之間的相關(guān)系數(shù)矩陣如表1：

由以上檢驗(yàn)可知，GDP和FDI之間具有極高的相關(guān)關(guān)系，二者的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.990087，說明FDI與GDP兩個(gè)變量之間存在具有較強(qiáng)的正相關(guān)性，但相關(guān)關(guān)系高并不能說明FDI就是GDP的格蘭杰原因，也并不能說明后者能夠有效地影響前者，為此，就必須進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。由于格蘭杰因果檢驗(yàn)和回歸都要求變量是平穩(wěn)的。因此，本文首先進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn)，最后才通過對回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)來考察變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

三、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為防止產(chǎn)生“偽回歸”，本文采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)了所研究的時(shí)間序列的平穩(wěn)性，結(jié)果表明：都是二階單整，存在協(xié)整的可能性。

四、協(xié)整檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)已足以說明相關(guān)變量的時(shí)間序列為同階單整，下面對其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用EG兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)：首先對回歸模型進(jìn)行OLS估計(jì)，并保留殘差序列；然后用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)殘差序列是否平穩(wěn)。

由以上結(jié)果，可以得到方程如下：

GDP =803.7489+ 38.54459×FDI

再對上式的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出如下結(jié)果：

從以上結(jié)果可以看出，t值等于-4.966022，小于5%的臨界值-2.963972，殘差平穩(wěn)，GDP與FDI存在長期協(xié)整的關(guān)系。

五、Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)

根據(jù)以上檢驗(yàn)，在二者均為平穩(wěn)的條件下進(jìn)行了Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示：

由以上的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，概率值為0.3105大于0.05，不能拒絕原假設(shè)，GDP不是FDI的格蘭杰原因，說明GDP對FDI的影響不顯著；第二個(gè)原假設(shè)“FDI不是引起GDP變化的原因”在5%的顯著水平下，概率值為0.0048小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，F(xiàn)DI是GDP的格蘭杰原因，說明FDI對GDP的影響顯著。

六、結(jié)論與建議

本文通過對1983年——2017年湖南外商直接投資（FDI）與國民經(jīng)濟(jì)（GDP）的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)、平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，最后運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)，來說明二者的內(nèi)在關(guān)系。結(jié)論表明湖南外商直接投資（FDI）與國民經(jīng)濟(jì)（GDP）具有單向因果關(guān)系：FDI每增加一億元，GDP平均增加38.54459億元。因此，要通過一系列措施促進(jìn)湖南合理利用外商直接投資。例如：優(yōu)化投資環(huán)境擴(kuò)大投資規(guī)模，大力優(yōu)化外商投資結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)外資企業(yè)的環(huán)境規(guī)制等。（作者單位為湖南科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與學(xué)院）

課題項(xiàng)目：本文為2014年度湖南科技學(xué)院科學(xué)研究項(xiàng)目《利用外資對湖南經(jīng)濟(jì)增長的影響分析》（項(xiàng)目編號(hào)：14XKY210）的研究成果。