FDI對(duì)中國進(jìn)出口貿(mào)易影響的重新檢驗(yàn)論文范文

　　摘要：外商直接投資對(duì)進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響是國際經(jīng)濟(jì)理論界研究的熱點(diǎn)問題，采用協(xié)整方法和誤差修正模型，運(yùn)用1980—2006年以來的全國數(shù)據(jù)，重新分別檢驗(yàn)了我國FDI對(duì)出口和進(jìn)口貿(mào)易的影響？研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)我國進(jìn)口和出口貿(mào)易存在長期的顯著的促進(jìn)作用，F(xiàn)DI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？外商到中國投資需大量進(jìn)口國外先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備？原材料是FDI導(dǎo)致進(jìn)口增加的原因？分析結(jié)果還表明，F(xiàn)DI的短期波動(dòng)對(duì)出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易的影響程度不同，F(xiàn)DI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？

　　關(guān)鍵詞：FDI；進(jìn)口；出口；協(xié)整檢驗(yàn)

　　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，F(xiàn)DI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，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

　�。ㄒ唬�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：

　�。ǘ�）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進(jìn)行簡單分析，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，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，F(xiàn)DI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(xiàn)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，F(xiàn)DI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，F(xiàn)DI導(dǎo)致了進(jìn)口的增加？

　　誤差修正模型顯示，F(xiàn)DI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)，F(xiàn)DI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？

　　參考文獻(xiàn)：

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