ＦＤＩ對中國進(jìn)出口貿(mào)易影響的重新檢驗(yàn)

摘要:外商直接投資對進(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對出口和進(jìn)口貿(mào)易的影響#65377;研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對我國進(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)升級調(diào)整，更廣泛深入?yún)⑴c國際分工的結(jié)果#65377;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#65380;原材料是FDI導(dǎo)致進(jìn)口增加的原因#65377;分析結(jié)果還表明，F(xiàn)DI的短期波動對出口貿(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#65377;

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

中圖分類號:F740 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A 文章編號:1673-291X(2007)08-0178-03

自資本作為一種生產(chǎn)要素跨越國界以來，對外直接投資(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#65377;2003年，中國成為世界最大的FDI流入國;截止2006年底，我國累計實(shí)際利用FDI已達(dá)7039.81億美元，大量的FDI流入對我國進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生了巨大影響#65377;為了較準(zhǔn)確的衡量FDI對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制，本文擬以“長期”作為時間跨度，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對中國進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響#65377;

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)#65380;“小島清模型”(Kojima，1987)等理論#65377;Helpman(1984)#65380;Helpman和Krugman(1985)認(rèn)為，在要素稟賦不對稱和規(guī)模報酬遞增的情況下，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，就會產(chǎn)生大量的公司內(nèi)交易和對中間產(chǎn)品的需求，由此帶動母國的出口貿(mào)易#65377;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#65377;Eaton和Tamura(1994)#65380;Goldberg和Klein(1998)對日本的檢驗(yàn)證實(shí)日本對外直接投資對商品進(jìn)出口起到了促進(jìn)作用#65377;盡管大量的實(shí)證研究表明，F(xiàn)DI對國際商品貿(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#65377;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#65377;

中國學(xué)者對FDI與貿(mào)易的關(guān)系也進(jìn)行了不少研究#65377;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)年通過帶動進(jìn)口刺激了對外貿(mào)易增長，數(shù)年后則通過推動出口對外貿(mào)增長再次產(chǎn)生影響#65377;史小龍等(2004)則采用協(xié)整分析方法得出:FDI流入對我國商品進(jìn)出口有長期的顯著的促進(jìn)作用，而對出口的短期變化影響不顯著#65377;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對中國商品進(jìn)出口#65380;出口#65380;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)作用存在時滯，且隨著時間的推移是波動的，但從總趨勢來看，是在不斷增強(qiáng)#65377;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#65377;

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對中國進(jìn)口和出口貿(mào)易的影響#65377;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#65377;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#65377;根據(jù)Stock的證明，本文直接使用傳統(tǒng)的OLS方法#65377;

對FDI和出口#65380;進(jìn)口分別進(jìn)行OLS回歸:

誤差修正模型是協(xié)整分析的一個延伸，短期波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中#65377;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)而估計它們之間的誤差修正過程#65377;考慮解釋變量短期波動#65380;誤差修正項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)#65380;出口額(EX)的數(shù)據(jù)作為實(shí)證檢驗(yàn)對象，1980—2005年的數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，2006年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自2006年中國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報#65377;

本文首先對改革開放以來我國對外貿(mào)易和利用外資的變化趨勢進(jìn)行簡單分析，然后對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，確定每個變量的平穩(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#65377;

三、實(shí)證分析結(jié)果

自1980年以來，我國對外貿(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#65377;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#65377;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#65377;那么中國FDI的增長對國際貿(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#65377;

首先對FDI，EX，IM的自然對數(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))#65377;于是，進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系#65377;

可見，方程(1)#65380;(2)的回歸殘差#65380;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#65377;

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)計值顯著(具體數(shù)值見表2)#65377;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]#65377;

進(jìn)一步運(yùn)用誤差修正模型，采用Hendry從一般到個別的建模方法選擇每一個變量的滯后長度，根據(jù)方程(3)和(4)分別得到FDI和進(jìn)口#65380;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#65377;就平均而言，出口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度為26%，而進(jìn)口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度為36%#65377;

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1個百分點(diǎn)，會帶來出口0.53個百分點(diǎn)的同方向變動和進(jìn)口0.47個百分點(diǎn)的同方向變動#65377;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#65377;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)升級調(diào)整，更廣泛深入?yún)⑴c國際分工的結(jié)果#65377;而FDI流入促進(jìn)進(jìn)口增長，則需要深入分析#65377;因?yàn)槔碚撋希覈倪M(jìn)口替代政策及FDI的貿(mào)易替代效應(yīng)會使FDI與進(jìn)口的規(guī)模反向而動#65377;但是從另外的角度分析，外商到中國投資，必然會大量進(jìn)口國外先進(jìn)的機(jī)器設(shè)備#65380;原材料等，因此，實(shí)證分析才會出現(xiàn)FDI在我國的貿(mào)易替代效應(yīng)相對不顯著，“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#65377;

誤差修正模型顯示，F(xiàn)DI與出口的關(guān)系，每年對上一年非均衡偏離的糾正速度為26%#65377;短期內(nèi)，F(xiàn)DI的變動不會導(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#65377;出口的短期變動受誤差項和自身滯后一起變動的影響較大#65377;而FDI與進(jìn)口的關(guān)系，每年對上一年非均衡偏離的糾正速度則較快，達(dá)到36%#65377;且進(jìn)口的短期波動對滯后一期的FDI變動較為敏感#65377;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變動會推動進(jìn)口的同方向變動#65377;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#65377;

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[責(zé)任編輯馮勝利]

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