外商直接投資對于中國農產品進口貿易的影響

摘 要：本文對我國農產品貿易與FDI之間的關系進行了研究，結果表明我國農產品進口貿易與FDI之間皆存在長期穩定的正相關均衡關系。在此基礎上，本文還對變量之間是否存在因果關系進行了檢驗，進一步揭示二者之間的聯系。

關鍵詞：農產品進口貿易 FDI協整分析 格蘭杰檢驗

一、問題的提出

我國自從改革開發以后，外商直接投資大量進入，我國經濟得到迅速發展，伴隨經濟迅速騰飛的是中國日益增加的進口貿易，中國進口貿易額的大量增加和FDI之間是什么關系，他們之間有無穩定的關系，在農業方面的農產品進口貿易和農業方面的FDI之間的關系是怎么樣的，本文希望通過應用以下的分析來解決這個問題，并對中國的外貿政策有一定的借鑒作用。

二、應用的數據和方法

(一)單位根檢驗

由于本文采用的是時間序列數據，如果時間序列(或變量)是非平穩的，即含有單位根，那么傳統的經濟計量方法將失效。因此，需要對時間序列的平穩性進行檢驗，也即單位根檢驗。單位根檢驗的方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗法、ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)檢驗法和PP(Phillios-Perron)檢驗法，本文使用ADF檢驗法。ADF檢驗法首先需要根據序列vt性質的不同選擇用于檢驗的方程，通常考慮如下三種形式：

其中v為差分算子，C為常數項，t為時間趨勢項。ε_t殘差項(隨機擾動項)。為了對常數項、時間趨勢項及存在的單位根作檢驗，可根據參數a，b，e是否為零的假設作出檢驗。方程中加入p個滯后項是為了使殘差項ε_t成為白噪聲序列即殘差滿足零均值、恒定方差和非自相關等經典假定。本文中的最優滯后長度p根據AIC和SC準則確定，選擇AIC和SC為最小的滯后階數。在單位根檢驗過程中，如果變量是非平穩的，還需檢驗其差分的平穩到平穩。則稱其為d階單整序列，記yI(d)。其中，d表示單整階數，是序列包含的單位根個數。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系的前提條件。

(二)協整檢驗

協整(Co-integration)分析方法是近年來出現的處理非平穩時間序列的有力工具，也是研究長期均衡關系的一種有效方法。這一方法的思路是，如果兩個(或兩個以上)的變量是非平穩的，但它們的某種線性組合卻可能是平穩的，在這種情況下，我們稱各變量之間存在某種長期穩定的比例關系，即協整關系。在經濟學意義上，這種協整關系的存在表明可以通過一個變量值的變化影響另一個變量值的變化。檢驗兩個變量之間是否存在協整關系，可以使用Engle-Granger兩步檢驗法(也稱EG潔)，多變量之間的協整關系檢驗則使用Johansen的極大似然法來檢驗。本文用兩步法，即為了檢驗兩變量y_t和x_t是否協整，如果序列y_t和x_t都是d階單整，就用OLS法對如下方程(也稱作協整回歸方程)進行估計：

y_t=a+bX+ε_tt

然后檢驗回歸方程的殘差ε_t是否平穩，如果y_t和x_t不是協整的，則它們的任一線性組合都是非平穩的，因此殘差ε_t將是非平穩的。因此，我們檢驗殘差ε_t是非平穩的假設。也就是檢驗y_t和ε_t不可協整的假設。殘差的平穩性檢驗我們仍然采用前面的ADF單位根檢驗法。

(三)因果關系檢驗

為了考察兩個變量y_t和x_t之間是否存在因果關系，

三、計量檢驗和結果分析

(一)樣本數據的描述性分析

1986—2006年，我國農產品進口貿易額和農業部門的FDI一直是處于上升階段，由圖可以看出，原數據是不平穩的，取完對數以后。數據還是不平穩的，但是經過一階差分后，由圖可以看出，新的數據系列沒有上升的趨勢。即完全平穩，即農產品進口貿易額和農業部門FDI都是一階單整的。兩者之間存在一個穩定的關系。

(二)計量檢驗

首先運用計量經濟軟件對變量進行單位根檢驗。變量平穩性檢驗結果顯示(見表1)，所有變量的水平序列在5％的顯著性水平上都不是平穩的，都有一個單位根，而一階差分后都達到了平穩，為一階單整變量，即都是I(1)序列。由于各變量的一階差分是平穩的。滿足協整關系檢驗的前提條件，因而進一步對各變量之間的協整關系進行檢驗。用InlM表示Ininkou，以InIM被解釋變量，InFDI為解釋變量進行回歸，然后對各自回歸的殘差項進行平穩性檢驗，InIM與InFDI的回歸殘差項均在5％的顯著性水平是平穩的。即我國貿易與外商直接投資投資之間存在長期穩定的均衡關系。

1 樣本數據的單方根檢驗

由單位根檢驗可以得出，原來的時間序列在10％的水平下都是不穩定的，但是一階差分后，序列在5％的水平下是穩定的，即使是在1％的顯著性水平下，也是平穩的。即原來的時間序列都是一階單整的，他們之間可能存在協整關系。

2 樣本數據的協整檢驗

InlM=0.28531nFDI+4.157

(5.408) (30.7251)

R²=0.5722調整以后的R²=0.5497F=25.4101prob=0.0000

方程顯示：外商直接投資的系數為正，說明我國的農產品進口貿易和外商直接投資之間存在明顯的正相關關系，同時，InFDI之前的系數也說明，外商直接投資每增加1個百分點，進口將增加0.2853個百分點。R²=0.5722調整以后的R²=0.5497說明回歸擬合得不是很完美，只是由一個簡單的外商直接投資來解釋農產品進口貿易是不夠的，農產品進口貿易的增加與許多的因素有關，比如中國經濟的迅速發展，人們的生活水平提高，以及匯率的變化等等。F=25.4101pmb=0.0000，遠遠小于5％，因而整體擬合顯著。＝

3 樣本數據的因果檢驗

由于格蘭杰檢驗結果對滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的同可能會得到不一致的結果，因此，在檢驗的過程中應選取多個不同的滯期。若檢驗的結果一致，則得出的結論較為可信。本文在檢驗的過程中選取了3個不同的滯后期，分別是2、3、4，相對于自由度來說，滯后期已足夠長。可以看出，檢驗結果較為一致，對外直接投資不是引起進口變化的原因，而進口卻是對外直接投資變化的原因。

四、結論和建議

1 通過我國農業部門FDI與進口貿易之間的彈性系數，我們可以看出，我國農業部門的FDI對農業進口是加強作用，也就是說，外商直接投資每增加1個單位，進口就會增加0.2853個單位。

2 InlM與lnFDI之間存在Granger單向因果關系，即進口引起了投資的增加，可能的原因是跨國企業不僅僅滿足于農產品出口，而且還希望利用中國這個世界工廠，對本國出口的初級農產品進行深加工。以實現農產品的增值；或者利用其品牌、專利等無形資產優勢，就近占領中國市場，進一步擴大在中國的利益。但是，FDI不是進口增加的原因，可能的原因是從1986-2006年的時間中，雖然這幾年我國的關稅進行了很大的改變，但是多年來我國關稅等進口管理政策仍在起主要作用：也可能是外商采取了補償性投資政策的結果。

3 通過對我國農產品進口貿易與FDI之間關系的實證分析，我們得出如下結論：雖然是農產品進口貿易引起的農業FDI大量進入中國，但是從地區經濟發展的角度來看，FDI具有資本形成效應、技術引進和外溢效應等積極影響，國家應該大力引進FDI來發展我國的經濟。但是，我國農業利用外資金額偏小，占總體利用外資的比例不過2％—3％左右，與我國整體利用FDI不成比例，且增長不大。因此，今后有必要加大我國農業利用FDI的力度。