周玲+張媛

[摘要]文章基于1984—2013年30年的外資與外貿數據,使用面板協整等面板時序方法對我國東、中、西部以及全國水平的外資與外貿關系進行了實證檢驗。實證結果表明,我國東、中、西部以及全國水平的外資與外貿之間存在長期穩定關系。從長期來看,全國層面和東部地區外資與外貿互為格蘭杰因果關系;從短期來看,東部、中部和西部地區外資與外貿互為格蘭杰因果關系。通過建立個體固定效應模型,可以得出外資對外貿有促進作用,但促進作用差異明顯,東部促進作用最為明顯,西部次之,中部最小。
[關鍵詞]外資;外貿;面板協整;Granger因果關系
[DOI]1013939/jcnkizgsc201711282
1引言
改革開放以來,特別是20世紀90年代以后,我國從制度上,逐漸放寬了對外商投資的限制,再加上我國良好的經濟發展形勢,許多大型的投資公司紛紛進入我國投資,與之前相比,跨國公司投資規模有顯著的提升,這就給我國帶來了先進的經營戰略、清晰的發展目標、多樣的投資方式和深度的投資領域,特別是對我國進出口的促進作用發生了顯著變化。從1984年到2013年,我國實際利用外資規模由126億美元上升到118721億美元,外貿總額由535億美元上升到415899億美元,外商直接投資與我國外貿呈現出雙高增長的態勢。2015年12月1日,人民幣正式納入SDR(特別提款權)貨幣籃子,這就意味著人民幣已經成為全球主要儲備貨幣之一,在國際市場上,人民幣成為了真正意義上的“貨幣”,國際市場對人民幣的認知大幅度地提升。加入SDR,成為了我國對外貿易和國際直接投資進一步發展的契機,二者之間的聯系會進一步加強。那么在高速的經濟發展過程中,我國的外資與外貿之間到底存在著怎樣的關系,這是一個非常值得探討的問題。
對外資與外貿關系的研究,國內外學者存在著兩種截然相反的觀點,第一種是以俄林(OhlinBG)與RA蒙代爾(RAMundell)[1]為代表的貿易替代論,該理論認為國家間生產要素稟賦的差異是其在國際間轉移的根本原因,Beldelbos和Sleuwaegen(1998)、Brainard(1997)、Stone和Jeon(2000)等學者研究得出了相似的結論。第二種觀點是以小島清(KKojima)為代表的貿易互補論,該理論認為對外貿易和投資之間是相互補充關系。部分學者研究表明國際直接投資對外貿的單向促進作用,如陳繼勇(1992)[2]、劉恩專(1999)[3]、邱立成(1999)[4]、謝冰(2000)[5]等。還有學者認為國際直接投資與外貿的雙向促進關系,如崔春華(1993)[6]、向鐵梅(2003)[7]、林鸞飛(2012)[8]等。
從前人的研究中可以得出這樣的結論:在不同的時代背景下,直接投資與對外貿易之間的關系呈現不同的表現形式,所以不能簡單地一言以蔽之,應該結合我國的實際情況進行分析。現有的研究主要存在以下的不足:第一是研究問題的角度缺失,現有研究的視角多是集中于外商直接投資流入國一方,從流出國視角進行的研究較少;第二是現有的研究多是使用傳統的例如ADF、PP單位根檢驗等時序分析方法由于“勢”過低,所以檢驗的結果缺乏穩健性,導致得出的結論可信度較低。
本文在獲得我國東、中、西部各省數據的基礎上,使用面板時序方法,對全國水平以及各區域的外資與外貿關系進行實證檢驗,以期得出更具穩健性的結論。
2實證分析
21數據說明
211數據來源
為了達到各區域之間進行對比的目的,文章以國家統計局口徑為標準將中國分為東、中、西三個區域。由于西藏與青海獲取的數據缺失值較多,因此本文的研究將這兩個省份剔除。文章選取1984—2013年共30年的數據,選取各省份經營單位所在地進出口總額作為外貿指標,各省份實際利用外商直接投資金額作為外資指標。數據來源于《中國統計年鑒(2014)》和萬德數據庫。
212數據處理
首先,統一貨幣單位。只有統一了貨幣單位,數據之間才是可比的,這就需要利用各年度人民幣與美元的匯率中間價,將兩個變量的貨幣計量單位統一;其次,對變量進行不變價處理。使用固定資產價格指數對實際利用外商直接投資金額ZJTZ,使用消費價格指數對各省份經營單位所在地進出口總額JCK進行不變價處理,調整為以1984年價格的不變值;最后,對不變價格數值進行對數處理,分別記為LZJ和LJCK,這樣做是為了降低異方差對建立的面板模型的影響。
22面板單位根檢驗
面板模型進行回歸分析之前為了避免出現偽回歸,保證結果的穩健性,對兩個變量,即LZJ和LJCK水平及其一階差分值進行全國水平及東部、中部、西部面板單位根檢驗。從檢驗的結果可以看出:不論是全國面板還是東部、中部、西部面板,對于LZJ和LJCK的水平值進行檢驗時,各變量檢驗的P值大于0100,故不能通過單位根檢驗,之后對LZJ和LJCK的一階差分值進行檢驗時,各變量檢驗的P值均小于001,說明在1%的顯著水平上,變量LZJ和LJCK的一階差分序列為平穩序列。因此LZJ和LJCK均為一階單整I(1)過程。
23面板協整檢驗
在通過面板單位根檢驗之后,需要做面板協整檢驗,這樣做是為了判斷變量LJCK與變量LZJ之間是否存在長期穩定聯系。面板協整檢驗的原假設是“不存在協整關系”,即變量之間不存在長期穩定的聯系,若檢驗的結果拒絕原假設,說明變量間存在長期的協整關系,這是建立面板模型必需的步驟。
檢驗結果表明:變量LJCK與變量LZJ長期均衡關系是存在的。除了東部與西部面板中Panel v-Statistic統計量不顯著,全國、中部面板中Panel v-Statistic統計量在5%的顯著水平下拒絕原假設,東部面板中統計量Group ADF-Statistic在10%的顯著水平下拒絕原假設外,其他統計量均在1%的顯著水平下拒絕原假設,綜合來看,四個面板中兩變量間均存在長期均衡關系。
24格蘭杰因果檢驗
格蘭杰(Granger)因果檢驗對于面板數據也是適用的,因為從本質上看,格蘭杰因果檢驗是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響,則稱它們具有Granger因果關系。
檢驗結果表明:第一,在東部、中部和西部地區,從短期來看,外資與外貿之間互為Granger因果關系;第二,在全國和東部地區,從長期來看,外資與外貿互為Granger因果關系;第三,就全國水平來看,短期內外貿不是外資的Granger因果原因,但外資是外貿的Granger因果原因;第四,從長期來看,中部地區的外貿不是外資的Granger原因,但外資是外貿的Granger原因;第五,從長期來看,西部地區的外貿是外資的Granger因果原因,但外資不是外貿的Granger因果原因。
25面板協整方程估計
面板模型定義為:
其中αi是隨機變量,表示對于i個個體有i個不同的截距項,Yit為被回歸變量,uit為誤差項,Xit為k ×1階回歸變量列向量(包括k個回歸量),β為k×1階回歸系數列向量,若αi且其變化與Xit有關系,稱此模型為個體固定效應回歸模型,若αi且其變化與Xit沒有關系,則此模型為個體隨機效應回歸模型。協整檢驗結果見下表。
從模型估計系數的正負方向上來看,與之前的理論預期是一致的,全國水平以及各區域的外商直接投資對進出口都是發揮積極作用的。外商直接投資每增加1%,全國的進出口總額增長1024%,東部地區的進出口總額增長120%,中部地區的進出口總額增長0919%,西部地區的進出口總額增長1039%。東部、西部地區的增長水平高于全國平均水平,中部地區的增長水平低于全國平均水平,說明外商直接投資對進出口的促進作用是存在區域差異的。這主要是與我國的外資政策具有明顯的地區傾向有關。
3結論
與世界上大多數國家一樣,我國的經濟發展也是有一個國際化的過程,在這個過程中,貿易首先成為經濟穩定增長的動力。本文利用面板協整方法,使用1984—2013年近30年的省際面板數據,對我國外資與外貿關系進行了研究。研究結果表明:在全國以及東、中、西部水平上,外資與外貿之間存在著長期穩定的聯系,這與之前根據現實情況做出的判斷是相符合的。外商直接給我國經濟發展帶來了充足的資本,先進的技術水平,進而提高了我國的就業水平。面板模型估計的結果表明在四面板水平上,外商直接投資對于進出口貿易是起促進作用的,但由于各區域經濟發展水平不同,所以這種促進作用存在明顯的區域差異。相對于中、西部地區而言,東部地區吸收的外商直接投資對外商投資企業出口的促進作用更加明顯,而中、西部外商直接投資對貿易的促進作用沒有顯著差別。
參考文獻:
[1]Mundell R AInternational Trade and Factor Mobility[J].the American Economic Review,1957,47(3): 321-335
[2]陳繼勇論戰后美國海外直接投資對美國經濟發展的影響[J].經濟評論,1992(5):52-58
[3]劉恩專外商直接投資的出口貿易效應分析[J].當代經濟科學,1999(2):65-70
[4]邱立成論國際直接投資與國際貿易之間的聯系[J].南開經濟研究,1999(6):33-39
[5]謝冰外國直接投資的貿易效應及其實證分析[J].經濟評論,2000(4):30-35
[6]崔春華日本海外直接投資與貿易的關系[J].現代日本經濟,1993(4):17-20
[7]向鐵梅國際貿易與直接投資的關系及其中國情況的實證分析[J].世界經濟研究,2003(3):14-19
[8]林鸞飛外商直接投資對出口貿易的影響研究[D].杭州:浙江工業大學,2012
[作者簡介]周玲(1993—),女,山西晉中人,在讀碩士研究生。研究方向:宏觀經濟統計分析;張媛(1995—),女,山西太原人,在讀碩士研究生。研究方向:計量模型與應用。