本节利用前文估计得到的福建农村经济高质量发展指数，来实证探究华侨华人投资与福建农村经济高质量发展之间的动态关系。

（一）单位根检验

首先对华侨华人投资和福建农村经济高质量发展指数两个序列进行单位根检验，采用ADF方法对ln y和ln x的平稳性进行检验（表3-9）。结果显示，在未经差分的情况下，ln y和ln x的ADF检验值均大于1%和5%置信水平下的临界值，说明这两个时间序列存在单位根，原时间序列是非平稳的。对ln y和ln x进行一阶差分得到Δln y和Δln x，结果显示，两个一阶差分序列的ADF检验值均小于1%置信水平下的临界值，说明一阶差分后的序列不存在单位根，是平稳序列。ADF检验结果说明，非平稳时间序列ln y和ln x进行一阶差分后平稳，ln y和ln x都是一阶单整序列，即ln y～I（1），ln x～I（1）。

表3-9　ADF检验结果

注：表格中（C，T，L）表ADF检验时所选择模型中的常数项、趋势项和滞后阶数。

（二）协整检验

本节中两个序列ln y和ln x均为一阶单整序列，满足协整检验前提，说明两变量之间可能存在长期均衡关系。为了解华侨华人投资和福建农村经济高质量发展之间是否存在长期均衡关系，本文用EG两步法进行协整检验，其实质是检验回归方程的残差序列是否平稳。

第一步，用OLS方法对两个时间变量进行回归分析，得到回归方程。鉴于目前福建宏观经济政策重视华侨华人投资对“三农”问题中农村经济的带动作用，首先考虑农村经济高质量发展指数ln y为被解释变量，华侨华人投资ln x为解释变量，考察华侨华人投资对福建农村经济高质量发展指数的带动作用，用Eviews 6.0软件进行回归分析，方程如下：

R2=0.9364，调整R2=0.9343，说明方程拟合效果较好；R=456.0633，DW=0.4026。计算得到残差序列如下：

第二步，检验（2）式中残差序列是否平稳，即是否为I（0）序列，若ECM1是平稳序列，则说明华侨华人投资和福建农村经济高质量发展之间存在长期均衡关系。对ECM1进行ADF单位根检验（表3-10），结果显示，序列ECM1的ADF检验值小于5%显著性水平下的临界值，说明残差项为平稳序列，即ECM1～I（0），说明ln y和ln x之间有协整关系，华侨华人投资和福建农村经济高质量发展之间有长期均衡关系存在。而方程（1）显示，福建华侨华人投资每增长1个百分点，福建农村经济将增长0.7052个百分点。

考虑到农村经济发展能够为福建华侨华人投资提供良好的投资环境，本节以福建华侨华人投资ln x为被解释变量，以农村经济高质量发展指数ln y为解释变量，同样运用OLS进行回归分析，回归方程如下：

R2=0.9364，调整R2=0.9343，说明方程拟合效果较好；R=456.0633，DW=0.4026。计算得到残差序列如下：

用ADF方法对ECM2进行单位根检验（表3-10），结果显示，残差序列ECM2的ADF检验值小于5%显著性水平的临界值，说明为平稳序列，即ECM2～I（0），华侨华人投资和福建农村经济高质量发展之间存在长期均衡关系，且方程（3）表明，长期来看福建农村经济高质量发展对华侨华人投资有较强的促进作用。以上分析说明华侨华人投资和福建农村经济高质量发展之间相互促进，且长期来看福建华侨华人投资对农村经济的促进作用要小于农村经济对福建华侨华人投资的促进作用。

表3-10　残差序列的ADF检验结果

（三）格兰杰因果关系检验(www.daowen.com)

协整检验可以判断两个时序变量是否存在长期均衡关系，但不能反映变量间的因果关系。要进一步明确华侨华人投资和福建农村经济高质量发展之间的因果关系，需要进行格兰杰因果检验。为了检验不同阶段的格兰杰因果关系，本节采用不同滞后阶数分别对ln x和ln y进行格兰杰因果检验（表3-11））。结果显示，滞后1期时，拒绝ln x不是ln y的格兰杰原因和ln y不是ln x的格兰杰原因，即华侨华人投资和福建农村经济高质量发展互为格兰杰因果关系；滞后2—5期时，拒绝ln x不是ln y的格兰杰原因，接受ln y不是ln x的格兰杰原因；滞后6期时，华侨华人投资和福建农村经济高质量发展互为格兰杰因果关系，即华侨华人投资是福建农村经济高质量发展的格兰杰原因，而福建农村经济高质量发展不是华侨华人投资的格兰杰原因，即长期看来，福建农村经济高质量发展对华侨华人投资的推动作用不明显，而华侨华人投资始终是促进福建农村经济的重要因素。

表3-11　华侨华人投资与福建农村经济高质量发展的格兰杰因果关系检验结果

20世纪80年代以来，华侨华人投资对福建农村经济高质量发展的推动作用要强于福建农村经济对华侨华人投资的带动作用。主要原因：改革开放初期，华侨华人投资不断增加，农村第一、第二产业得到快速发展，农村基础设施得到不断完善，大量农村剩余劳动力的就业问题得到改善，由此增加了农民收入水平，提高了农业生产效率，带动了农村经济的发展，这是华侨华人投资促进农村经济高质量发展的阶段。随着华侨华人投资的不断增加，一方面大批有能力的农村劳动力发生转移，致使从事农业劳动的人口明显减少，且滞留农村人口多为老、幼、妇等弱势群体，使农业生产效率明显下降，制约了农业产业的健康、持续发展；另一方面，近年来，农村企业的发展带来了农村环境污染问题，制约了农业和农村经济的发展。长期来看，福建农村经济的增长并不能明显带动华侨华人投资水平的提高，而华侨华人投资能够为农村经济高质量发展提供良好的物质资本基础和第二、第三产业原料供应，且随着华侨华人投资的增加，大量剩余劳动力的有效就业促使农民收入和消费水平提高，推动了福建农村经济的快速增长。因此，在促进农村经济发展过程中应重视华侨华人投资的重要作用。

（四）脉冲响应和方差分解

本节在VAR模型的基础上对华侨华人投资和福建农村经济高质量发展进行脉冲响应和方差分解分析。

1.脉冲响应函数分析

在VAR模型基础上，建立反映华侨华人投资和福建农村经济高质量发展动态影响的脉冲函数（图3-1、图3-2），分析结果显示：华侨华人投资对自身的一个新息冲击刚开始反应较强烈，随后开始下降，到第50期维持在一个较低的平稳态势（如图3-1）。福建农村经济高质量发展指数对自身一个标准差的冲击刚开始反应较强烈，从第2期后逐渐减弱，到第50期左右维持在一个低位平稳态势；福建农村经济高质量发展指数对华侨华人投资的一个标准差冲击开始反应较弱，但后来逐渐增强，直到与自身冲击重叠，到第50期左右维持在平稳态势（如图3-2）。对比图3-1和图3-2可以发现，华侨华人投资对福建农村经济高质量发展指数的一个标准差冲击，高于农村高质量发展指数对华侨华人投资的标准差冲击，之后都维持在一个平稳态势，但前者的回落速度高于后者。原因在于随着农村经济的不断发展，福建农村的投资环境和投资条件仍然有限，劳动力素质不高，仍不足以吸引华侨华人对其进行投资，这些阻碍了华侨华人的进一步投资。总体而言，华侨华人投资对福建农村经济的增长具有较大的正向冲击响应，福建农村经济高质量发展会随着华侨华人投资而显著提高；相反，福建农村经济对华侨华人投资的带动作用较弱，且这一带动作用的持续时间较短。脉冲响应函数分析结果与格兰杰因果检验结果一致。

图3-1　华侨华人投资对一个标准差的冲击响应

图3-2　福建农村经济高质量发展指数对一个标准差的冲击响应

2.方差分解

为进一步评价不同冲击对各内生变量变化的贡献比例，本节依据方差分解模型，对华侨华人投资和福建农村高质量发展指数进行预测均方误差分解（表3-12）。结果表明，福建农村高质量发展指数的波动在第1期完全只受其自身波动影响，而华侨华人投资对福建农村高质量发展指数波动的影响从第2期才开始发挥作用，然后逐步增强，从第2期的4.1664%增长到第60期的42.03%，且将维持这一趋势保持不变。同期，福建农村高质量发展指数波动受自己冲击的影响逐渐减弱，由第2期的95.83%下降到第60期的57.97%，这与脉冲响应分析结果一致。

华侨华人投资的波动从第1期就受到自身和城镇化水平冲击的影响，且受自身冲击的影响大于受福建农村高质量发展指数冲击的影响，随后华侨华人投资受自身影响开始减弱，到第22期后基本维持在70%—71%。同期，华侨华人投资受福建农村高质量发展指数冲击影响开始增强，到第20期后，基本维持在29%左右。正是由于福建农村经济受华侨华人投资影响要强于华侨华人投资对农村经济高质量发展的反作用，方差分析结果显示，福建农村经济波动主要受华侨华人投资增长的影响，而华侨华人投资对福建农村经济高质量发展的影响不大，这也与脉冲响应分析结果一致。

表3-12　华侨华人投资和福建农村经济高质量发展预测均方误差分解结果