基于协整和格兰杰检验的上海自贸区实证分析

王瑗媛

（兰州工业学院 经济管理学院，甘肃 兰州 730050）

一、引言

2013年9月29日中国（上海）自由贸易试验区正式成立，是中国新一轮“以改革促发展”的重要决策。上海自贸区的建立标志着国家以全球化视角，积极参与全球化竞争，保障中国全球化利益；也体现出中国政府通过“以改革促发展”的战略，倒逼国内市场化改革，推动中国与新一轮全球体系接轨的伟大战略。

构建上海自贸区具有深刻的国际国内背景。目前，美欧日三大经济体力图通过跨太平洋战略经济伙伴关系协定（TPP）、跨大西洋贸易和投资伙伴协定（TTIP）和多边服务业协议（PSA），形成新一代全球贸易新规则来取代WTO。但是，上述协议中国都未能参加，面对世界贸易规则、格局的改变，中国在面临“二次入世”的严峻挑战。成立上海自贸区，可以主动对接国际贸易投资新规则，可以积累多边以及区域合作的经验，逐步熟悉并增强国际经贸规则制定的话语权和主导权，为我国与主要经贸合作伙伴谈判提供重要依据和参考。因此，这是新背景下全球贸易竞争的主动应对，是探索对外开放新模式的智慧选择。

中国以要素红利为主导特征的发展模式即将结束，即依靠廉价劳动力，凭借扩大产业规模的方式在中国走不通；迫切需要通过构建新的全球价值链,通过技术、人力资源打造中国的经济“升级版”。上海自贸区自成立以来，国家始终把制度创新作为重点，积极探索制度创新，创造制度红利而促进当地经济的发展。上海自贸区的“负面清单管理制度”、“高标准贸易便利化规则的贸易监管制度”、“金融创新制度”、“事中事后监管制度”四大制度激发经济活力，最大限度释放制度红利。

截至目前，上海自贸区已经运行4年多，上海自贸区的建立对上海经济增长的效果如何？本文选取上海市利用外资数据和上海市GDP经济增长数据两个宏观经济指标来考察上述问题。

二、文献综述

国内学者对此热点问题研究很多，具有代表性为陈琪和刘卫（2014）认为，上海自贸区的建立对经济影响具有“正”效应和“负”效应[1]。一方面，自贸区的建立可以优化资源配置，便利贸易便利化，同时改变政府职能，产生“制度红利”，促进区内经济发展；另一方面，上海自贸区的建立加大地区间经济不平衡。谭娜（2015）利用“反事实”分析方法，利用全国31个省市的工业增加值和进出口总额的数据，对上海自贸区的经济增长效应进行了评估。结果发现，上海自贸区成立对上海经济增长具有显著的正效应[2]。王利辉（2017）利用“反事实”的方法测算了上海自贸区对地区经济的影响，研究结果发现上海自贸区对上海地区实际人均GDP影响较大，表明自贸区对地方经济的影响效应是正效应，应积极推进自贸区建设[3]。

综上所述，学术界对上海自贸区的研究主要采取“反事实”方法来定量分析，但是从时间序列方法分析的还比较少，本文采取时间序列的分析方法考察上海自贸区设立对上海经济的影响。

三、上海自贸区运行现状

上海自贸区的建立经过了很长一段时间的酝酿，表1为构建上海自贸区的进程表。从上海自贸区的进程中可以看出，上海自贸区的构建是一个系统工程，中国政府从2009年就开始酝酿，截至2013年上海自贸区的建立，经历14个阶段。当前，上海自贸区的构建仍然是我国政府的重要项目。四年来，上海自贸区对标国际最高标准，查短板补弱项，积极为企业创造更加有竞争力的运营环境，创造更加具有活力的市场制度。例如，上海自贸区推出的负面清单管理、贸易便利化制度、金融创新制度、海关监管制度，这些新制度最大程度的激发了经济的活力。4年前，对外投资需要发改委、商务委、外汇等部门核准，一般要3—6个月，现在3亿美金以下的项目只需在自贸区备案办理，3个工作日就能办结，大大加快了资本审批的速度。上海自贸区海关特殊区域的监管并不是优惠政策的简单叠加，而是制度性的大变革。试验区在全国率先探索实践“一线放开、二线安全高效管住、区内自由、分类监管、功能拓展”的模式，“一线放开”是指允许企业凭借进口舱单办理货物直接进入贸易区；“二线管住”实施了电子信息联网，实现进出境清单申报、账册管理等相互衔接；“区内自由”实现了试验区与上海其他特殊监管区域的货物自由调拨。智能化的贸易便利化改革，如通航通关、检验检疫、选择性征税等方面形成了一系列的制度安排。海关实行“先入区、后报关”的模式，在此模式下货物入区通关时间可缩短2—3天，物流成本平均减少 10%。

表1 中国（上海）自由贸易试验区设立进程

四年来，上海自贸区吸引了4.8万家企业入驻，比20年前的数量还多。截至2015年，上海外商直接投资合同项目达到3 722个，比2014年外商直接投资项目增加了1 537个，2015年底累计增加到27 563个；2015年，外商直接投资到位金额为646 002万美元；2015年内资企业工商注册用户达到15 075，比2014年增加了1 804个；2015年私营企业用户达到187 898个，比2014年增加45 794个；2015年个体工商户用户达到78 760个，比2014年增加了3 013个。

以上是上海自贸区建立后主要指标数据的增长现状。接下来，本文选择使用1993—2015年上海市利用外资和上海市GDP数据做单位根检验、协整及格兰杰因果检验，从实证的角度论证上海自贸区对经济影响的效果。

四、自1993—2015年上海市利用外资总额和上海市GDP关系的实证分析

（一）实证方法的选择

由于选取了时间序列数据，笔者采用单位根检验、协整分析方法和 Granger因果关系检验分析方法。由于很多时间序列是非平稳的，对非平稳时间序列作回归分析，将会产生伪回归现象。所以先对数据进行单位根检验，对数据取自然对数，分别记为：LnFDI，lnGDP。要利用 eviews8.0软件对LnFDI和lnGDP时间序列的稳定性进行单位根检验（ADF），如果检验结果表明 LnFDI和 lnGDP是非平稳时间序列，则对它们进行一阶差分或二阶差分进行再检验，如果通过检验，则使用协整检验开始分析变量之间是否存在长期的稳定关系。如果确定变量之间存在长期的稳定关系，但是它们之间的因果关系还未确定，需要进一步去验证。格兰杰因果关系检验不是检验逻辑上的因果关系，而是看变量间的先后顺序，是否存在一个变量的前期信息会影响到另一个变量的当期，从而为制定有效的政策提供有利的论据。

表2 1993—2015年上海市直接投资FDI与上海市生产总值GDP数据

实证步骤如下：

（1）对变量LnFDI、lnGDP进行单位根检验，从而确定它们是一阶单整还是二阶单整。

（2）若 LnFDI、lnGDP是同阶单整，直接利用Eviews自带的协整检验进行检验并计算残差

（3）对两变量进行 Granger因果关系检验

（二）数据的选择

根据《上海浦东新区统计年鉴》，因为格兰杰因果检验需要大量的数据来观测趋势，所以笔者采取1993—2015年上海市利用外资FDI总值和上海市GDP年度数据为建模基础。

（三）单位根检验

时间序列的数据往往带有趋势性的特点，即存在单位根，也就意味着数据呈现不平稳状态。如果不对数据进行处理而直接进行回归分析，就会出现伪回归。一般情况，都是要对变量进行单位根检验，如果原始数据是不平稳的还需要进行一阶差分甚至二阶差分检验，直到通过检验才能进行之后的协整检验。为了消除数据中存在的异方差，分别对每个变量取对数，即：LGDP=log（GDP），LFDI=log（FDI）。其相应的一阶差分变量和二阶差分变量分别用 △lnFDI、△lnGDP 和 △2lnFDI、△2lnGDP 表示。检测结果表明：各变量对数化后数据有明显的趋势性，因此可能是非平稳序列，需要对数据进行一阶差分或者二阶差分再进行检验。

（四）一阶差分和二阶差分检验

由于原始数据取对数后仍然存在明显的趋势性，ADF检测数值仍然大于临界值，所以数据是不平稳的，仍然存在单位根，所以对数据进行一阶差分甚至二阶差分后再检验。分析结果表明：时间序列变量LFDI、LGDP都属于非平稳的时间序列，其一阶差分变量△lnFDI、△lnGDP仍然属于非平稳时间序列，但二阶差分变量△2lnFDI、△2lnGDP却都成为平稳的时间序列，因此，LFDI、LGDP都是二阶单整序列。检测结果见表3。

表3 LnEX、lnGDP、△2lnEX和△2lnGDP的单位根检验结果

图1 LnFDI的单位根检验结果

（五）协整检验

没有协整关系的单整变量回归仍然是伪回归，因此协整检验必须做。协整检验的前提是各待检验变量必须是同阶单整，而前期的平稳性检验已经说明模型中各变量均为二阶单整。因此，可以继续进行协整分析。协整检验通常有两种方法进行检验：第一种是传统的协整检验方法。第一步⒚普通最小二乘法估计方程并计算均衡误差，得到协整回归，第二步对残差进行单位根检验，如果残差是稳定序列，则认为它们之间存在协整关系，否则不具有协整关系。但是这种方法Β意的问题是不能直接应⒚Eviews中的临界值或者P值进行判断残差是否平稳，需要根据协整回归临界值表计算相应的临界值进行判断。第二种方法是直接利⒚Eviews υ带的协整检验做回归，从而规避了查表和计算。因此，笔者主要⒚Eviews υ带的协整检验做回归方程。

图2 lnGDP的单位根检验结果

图3 △2lnFDI的单位根的检验结果

图4 △2lnGDP的单位根的检验结果

从统计结果看：对残差值概率为0.001 5，残差序列通过了平稳性检验。说明上海市的FDI量㈦上海市GDP之间存在长期的动态均衡关系，即协整关系。由方程可以得出GDP对FDI的弹性系数为1.171 345，即FDI每增长1%，上海市GDP平均增长为1.171 345%。

图5 回归结果

（六）格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系的检验并不是检验逻辑上的因果关系，而是检验变量之间的时间顺序，是否存在一个变量的前期影响另一个变量的当期。格兰杰定理表明：存在协整关系的变量至少存在一个方向商的格兰杰因果关系。接下来我们需要验证上海市FDI和上海市GDP之间格兰杰因果关系。因为lnFDI和lnGDP均为二阶单整序列，所以对两变量的二阶差分△2lnFDI和△2lnGDP做格兰杰因果检验。对于△2lnGDP不是△2lnFDI的原假设，P的统计量非常小，所以认为是小概率事件，所以拒绝原假设，即△2lnGDP是△2lnFDI的格兰杰原因。因此，在样本区间内，上海市GDP的增长和上海市外国直接投κ的格兰杰检验表明，上海市经济增长引起了上海市外国直接投κ相对规模的显著增长，但上海市外国直接投κ相对规模对上海市经济增长的促进作⒚不明显。

五、结论

上海自贸区的设立，是我国为了更好应对国际贸易和投资规则变化，是提高对外开放水平、以开放促发展的重要战略[4]。通过上述的实证分析，可以看出上海自贸区挂牌以来其明显的经济效益。上海自贸区运行4年以来，上海自贸区的运行状况非常好，目前成为中国自贸区的领头雁，自贸区的管理制度激发了经济活力，外资企业、民营企业的注册数激增。上海事FDI的数据和GDP数据呈现高速增长态势。这些成果得益于政府的制度改革，如负面清单管理制度、贸易便利化制度、金融创新制度、海关监管制度等，改革活力大幅推进了上海自贸区的经济发展。实证数据的分析结果也同样印证了上述结论，上海市经济增长引起了外国直接投资在上海市相对规模的显著增长，但上海市外国直接投资相对规模对上海市经济增长的促进作用不明显。据此,本文认为上海自贸区要想继续保持强劲的发展势头，必须从自身出发、制定有利于自身发展的经济措施，通过上海自贸区制度改革和创新，实现区域经济内动力，带动中国经济发展。

[1]陈琪，刘卫，2014.建立中国（上海）自由贸易试验区动因及其经济效应分析[J].科学发展（2）：77-79.

[2]谭娜，周先波，林建浩，2015.上海自贸区的经济增长效应研究——基于面板数据下的反事实分析方法[J].国际贸易问题（10）：14-24.

[3]王利辉，刘志红，2017.上海自贸区对地区经济的影响效应研究——基于“反事实”思维视角[J].国际贸易问题（2）：3-5.

[4]赵静，2016.上海自贸区的经济溢出效应——基于系统动力学的方法[J].国际商务研究（2）：77-79.