導(dǎo)語：ＦＤＩ對(duì)中國進(jìn)出口貿(mào)易影響的檢驗(yàn)分析論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

自資本作為一種生產(chǎn)要素跨越國界以來,對(duì)外直接投資(FDI)與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系就成為經(jīng)久不衰的研究課題｡2003年,中國成為世界最大的FDI流入國;截止2006年底,我國累計(jì)實(shí)際利用FDI已達(dá)7039.81億美元,大量的FDI流入對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生了巨大影響｡為了較準(zhǔn)確的衡量FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制,本文擬以“長期”作為時(shí)間跨度,應(yīng)用協(xié)整方法和誤差修正模型,重新檢驗(yàn)改革開放以來FDI對(duì)中國進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響｡

一、國內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

有關(guān)FDI與國際貿(mào)易關(guān)系的理論研究很多,Mundell(1957)最初提出貿(mào)易替代模型,之后先后出現(xiàn)了“互補(bǔ)貿(mào)易模型”(Markuson,1983)､“小島清模型”(Kojima,1987)等理論｡Helpman(1984)､Helpman和Krugman(1985)認(rèn)為,在要素稟賦不對(duì)稱和規(guī)模報(bào)酬遞增的情況下,由于跨國公司的專有資產(chǎn)很難通過外部市場(chǎng)達(dá)成交易,就會(huì)產(chǎn)生大量的公司內(nèi)交易和對(duì)中間產(chǎn)品的需求,由此帶動(dòng)母國的出口貿(mào)易｡FDI與國際商品貿(mào)易間關(guān)系的實(shí)證研究主要有Nakamura和MaryAmiti(1998,2000)的研究表明兩者呈互補(bǔ)關(guān)系｡Eaton和Tamura(1994)､Goldberg和Klein(1998)對(duì)日本的檢驗(yàn)證實(shí)日本對(duì)外直接投資對(duì)商品進(jìn)出口起到了促進(jìn)作用｡盡管大量的實(shí)證研究表明,FDI對(duì)國際商品貿(mào)易具有促進(jìn)作用,但是,Goldberg和Klein(1998)的另一實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),美國在拉丁美洲的直接投資減少了雙邊貿(mào)易額,兩者呈替代關(guān)系｡此例說明FDI與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系在不同國家或地區(qū)是相異的｡

中國學(xué)者對(duì)FDI與貿(mào)易的關(guān)系也進(jìn)行了不少研究｡冼國明等(2003)依據(jù)中國改革開放以來的數(shù)據(jù),分析得出FDI與中國的出口之間存在長期的均衡關(guān)系;陳憲,陳晨研究發(fā)現(xiàn)FDI增長與進(jìn)出口額增長的相關(guān)性呈現(xiàn)由強(qiáng)到弱后又增強(qiáng)的趨勢(shì),原因是FDI在當(dāng)年通過帶動(dòng)進(jìn)口刺激了對(duì)外貿(mào)易增長,數(shù)年后則通過推動(dòng)出口對(duì)外貿(mào)增長再次產(chǎn)生影響｡史小龍等(2004)則采用協(xié)整分析方法得出:FDI流入對(duì)我國商品進(jìn)出口有長期的顯著的促進(jìn)作用,而對(duì)出口的短期變化影響不顯著｡陳繼勇等(2006)用貿(mào)易引力模型,結(jié)合混合回歸分析與橫截面分析兩種方法得出FDI對(duì)中國商品進(jìn)出口､出口､進(jìn)口的增長均存在長期且顯著的促進(jìn)作用,但這種促進(jìn)作用存在時(shí)滯,且隨著時(shí)間的推移是波動(dòng)的,但從總趨勢(shì)來看,是在不斷增強(qiáng)｡本文將采用1980—2006年的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整分析方法和誤差修正模型重新研究FDI和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長期均衡關(guān)系及由短期偏離向長期均衡調(diào)整的過程｡

二、實(shí)證模型和研究方法

(一)實(shí)證模型

本文應(yīng)用非平穩(wěn)時(shí)間序列變量之間的協(xié)整關(guān)系研究方法來重新檢驗(yàn)FDI對(duì)中國進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響｡該方法基礎(chǔ)思想在本文的應(yīng)用體現(xiàn)在,如果FDI與出口(或進(jìn)口)值呈現(xiàn)非平穩(wěn)性,但它們的某種線形組合卻呈現(xiàn)平穩(wěn)性,表明FDI與出口之間存在某種長期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系｡在協(xié)整檢驗(yàn)之前,本文將采用ADF1法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性,如果變量是非平穩(wěn)的,還需檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)性,所有變量同階單整,且這些變量的某種線形組合是平穩(wěn)的,則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系｡根據(jù)Stock的證明,本文直接使用傳統(tǒng)的OLS方法｡

對(duì)FDI和出口､進(jìn)口分別進(jìn)行OLS回歸:

誤差修正模型是協(xié)整分析的一個(gè)延伸,短期波動(dòng)和長期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中｡在確定了FDI與進(jìn)出口之間的長期關(guān)系之后,我們可以轉(zhuǎn)而估計(jì)它們之間的誤差修正過程｡考慮解釋變量短期波動(dòng)､誤差修正項(xiàng)和各變量滯后變化的影響,建立誤差修正模型如下:

(二)數(shù)據(jù)來源及研究方法

本文選取1980年至2006年中國外商直接投資發(fā)生額(FDI)和進(jìn)口額(IM)､出口額(EX)的數(shù)據(jù)作為實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)象,1980—2005年的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,2006年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來自2006年中國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)｡

本文首先對(duì)改革開放以來我國對(duì)外貿(mào)易和利用外資的變化趨勢(shì)進(jìn)行簡(jiǎn)單分析,然后對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn),確定每個(gè)變量的平穩(wěn)性及變量間長期穩(wěn)定關(guān)系的存在與否,最后用誤差修正模型檢驗(yàn)變量的短期偏離狀況｡

三、實(shí)證分析結(jié)果

自1980年以來,我國對(duì)外貿(mào)易呈現(xiàn)出穩(wěn)步快速增長的態(tài)勢(shì),尤其是1998年以來,進(jìn)口額和出口額迅速增加,這可以歸因于中國關(guān)稅壁壘的日益降低和參與國際垂直分工的逐步深入｡中國實(shí)際利用FDI在1992年之前徘徊不前,之后有了較大的攀升,而東南亞金融危機(jī)的影響使中國吸收外資數(shù)量連續(xù)兩年處于低迷水平,此后又出現(xiàn)恢復(fù)性增長｡雖然FDI與進(jìn)出口貿(mào)易的增長狀況有所差異,但總體增長趨勢(shì)是相似｡那么中國FDI的增長對(duì)國際貿(mào)易到底有怎樣的影響,本文將通過協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行分析｡

首先對(duì)FDI,EX,IM的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)的結(jié)果表明所有變量一階差分后在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè),表明這些變量是1階單整(I(1))｡于是,進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系｡

可見,方程(1)､(2)的回歸殘差､在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè),表明是平穩(wěn)的,FDI和進(jìn)出口之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系,且方程(1)和(2)便是這種長期關(guān)系的定量表示｡

回歸顯示,在1980-2006年期間,我國FDI與進(jìn)口和出口呈現(xiàn)正相關(guān),模型擬合較好,各系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn),R2和調(diào)整后的R2均在97%以上,F統(tǒng)計(jì)值顯著(具體數(shù)值見表2)｡殘差自相關(guān)校正后的回歸方程具體數(shù)據(jù)如下:

LnEX=3.4291+0.5301*LnFDI

+[AR(l)=1.0083,AR(2)=0.0368]

LnlM=4.3539+0.4761*LnFDI

+[AR(l)=1.3483,AR(2)=-0.3486]｡

進(jìn)一步運(yùn)用誤差修正模型,采用Hendry從一般到個(gè)別的建模方法選擇每一個(gè)變量的滯后長度,根據(jù)方程(3)和(4)分別得到FDI和進(jìn)口､FDI和出口的ECM模型,其結(jié)果如下:

FDI與出口的ECM:

誤差修正項(xiàng)通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn),表明在短期內(nèi),進(jìn)口和出口都可能偏離它與FDI的長期均衡水平,但它們的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度很快｡就平均而言,出口每年對(duì)上一年的非均衡偏離的糾正程度為26%,而進(jìn)口每年對(duì)上一年的非均衡偏離的糾正程度為36%｡

四、結(jié)論

從方程(1)和(2)的協(xié)整回歸結(jié)果可知,FDI變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn),會(huì)帶來出口0.53個(gè)百分點(diǎn)的同方向變動(dòng)和進(jìn)口0.47個(gè)百分點(diǎn)的同方向變動(dòng)｡這表明FDI與出口和進(jìn)口之間仍然存在著長期均衡關(guān)系｡FDI流入帶來出口的增長,是我國出口導(dǎo)向政策以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)調(diào)整,更廣泛深入?yún)⑴c國際分工的結(jié)果｡而FDI流入促進(jìn)進(jìn)口增長,則需要深入分析｡因?yàn)槔碚撋?我國的進(jìn)口替代政策及FDI的貿(mào)易替代效應(yīng)會(huì)使FDI與進(jìn)口的規(guī)模反向而動(dòng)｡但是從另外的角度分析,外商到中國投資,必然會(huì)大量進(jìn)口國外先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備､原材料等,因此,實(shí)證分析才會(huì)出現(xiàn)FDI在我國的貿(mào)易替代效應(yīng)相對(duì)不顯著,“進(jìn)口替代”政策的效果不明顯,FDI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加｡

誤差修正模型顯示,FDI與出口的關(guān)系,每年對(duì)上一年非均衡偏離的糾正速度為26%｡短期內(nèi),FDI的變動(dòng)不會(huì)導(dǎo)致出口的迅速反應(yīng),因?yàn)镕DI從實(shí)際引入到產(chǎn)品出口需要一定周期｡出口的短期變動(dòng)受誤差項(xiàng)和自身滯后一起變動(dòng)的影響較大｡而FDI與進(jìn)口的關(guān)系,每年對(duì)上一年非均衡偏離的糾正速度則較快,達(dá)到36%｡且進(jìn)口的短期波動(dòng)對(duì)滯后一期的FDI變動(dòng)較為敏感｡因?yàn)橥馍掏顿Y的初期需要從國外進(jìn)口大量的機(jī)器設(shè)備和原材料,所以滯后一期的FDI變動(dòng)會(huì)推動(dòng)進(jìn)口的同方向變動(dòng)｡總體上,誤差修正模型不僅反映出FDI和進(jìn)出口的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整的速度較快,而且證明了FDI和進(jìn)出口之間的長期均衡關(guān)系｡

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