外國直接投資與我國服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究

王文芳　尹迎新

[摘要]通過1982.2015年間數(shù)據(jù)，采用格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等，對(duì)FDI與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究表明FDI與服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易僅具有單向格蘭杰影響，即FDI是服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易的格蘭杰原因。同時(shí)FDI對(duì)服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易均具有促進(jìn)作用，且對(duì)服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的影響較大。

[關(guān)鍵詞]外國直接投資 服務(wù)貿(mào)易 格蘭杰因果檢驗(yàn)

外國直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）作為生產(chǎn)要素，通過在國際間的流動(dòng)，對(duì)國際貿(mào)易的發(fā)展具有重要影響。隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和全球化的日趨深化，我國吸收外國直接投資以及服務(wù)貿(mào)易均迅速擴(kuò)張。1982年我國外國直接投資凈額為4.30億美元，服務(wù)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易分別為25.12億美元和20.24億美元，2015年我國FDI、服務(wù)出口貿(mào)易額、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易額分別為2498.59億美元、2865.40億美元、4688.96億美元，相對(duì)于1982年分別增長了581倍、114倍和231倍。本文將通過1982-2015年間數(shù)據(jù)，實(shí)證分析FDI與服務(wù)貿(mào)易間是否存在關(guān)系，存在何種關(guān)系。

已有文獻(xiàn)對(duì)FDI與國際貿(mào)易之間關(guān)系的研究，主要有以下幾種代表性觀點(diǎn)：替代關(guān)系（Mundell，1957）、互補(bǔ)關(guān)系（Koiima，1977；Lipsey，2000）、補(bǔ)償關(guān)系（Bhagwati&Dinopoulos，1992）以及權(quán)變關(guān)系（Markusen&Svensson，1985；Swenson，2004）。在以上理論基礎(chǔ)上，國內(nèi)學(xué)者對(duì)FDI與國際貿(mào)易的關(guān)系的也進(jìn)行了實(shí)證研究。王恕立、胡宗彪（2010）采用1992.2008年間相關(guān)數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)等方法，對(duì)我國服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI對(duì)我國服務(wù)貿(mào)易出口具有正向影響，且兩者間存在長期均衡關(guān)系。劉婷（2016）通過定性和定量相結(jié)合的方法，對(duì)服務(wù)業(yè)FDI對(duì)我國服務(wù)貿(mào)易出口的影響進(jìn)行研究，表明服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)貿(mào)易出口在長期存在促進(jìn)作用。李勤昌、錢思源、王石姣（2015）采用規(guī)范分析和實(shí)證分析手段，分析我國服務(wù)業(yè)FDI的出口效應(yīng)，研究顯示FDI通過直接和間接兩種途徑對(duì)我國服務(wù)出口具有促進(jìn)作用等。本文將結(jié)合已有文獻(xiàn)，采用1982-2015年間數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果檢驗(yàn)、E.G協(xié)整檢驗(yàn)等方法，對(duì)FDI與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

1

數(shù)據(jù)說明及模型建立

1.1數(shù)據(jù)說明及模型建立

本文運(yùn)用1982-2015年間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)FDI與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。外國直接投資和服務(wù)貿(mào)易的進(jìn)出口數(shù)據(jù)均來源于世界銀行世界指標(biāo)。首先通過取對(duì)數(shù)對(duì)各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行去趨勢處理，并將外國直接投資、服務(wù)出口貿(mào)易、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易分別記為lnFDI、lnEXS、lnlMS。建立模型如下：

InEXS=β0+β1InFDI+μ

（1）

InIMS=β0+β1InFDI+ν

（2）

其中：

InEXS表示服務(wù)出口貿(mào)易額；

InIMS表示服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易額；

InFDI表示外國直接投資凈額；

β0表示常數(shù)項(xiàng)；

β1表示變量系數(shù)；

μ、ν表示殘差項(xiàng)。

1.2單位根檢驗(yàn)

因本文所采用數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列，為避免偽回歸現(xiàn)象，首先通過單位根檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，InEXS、InIMS、InFDI序列接受存在單位根的原假設(shè)，即存在單位根過程，InEXS、InIMS、lnFDI序列均是非平穩(wěn)時(shí)間序列。同時(shí)InEXS、InIMS、InFDI的一階差分序列在1%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，不存在單位根，均是一階單整序列，服從I（1）過程。

2.實(shí)證分析

本文將從兩個(gè)方面研究FDI與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系：（1）FDI與服務(wù)貿(mào)易的因果關(guān)系；（2）FDI與服務(wù)貿(mào)易間是替代關(guān)系還是互補(bǔ)關(guān)系。

2.1格蘭杰因果檢驗(yàn)

首先通過格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)FDI與服務(wù)出口貿(mào)易、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2、3。

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，對(duì)于InEXS不是lnFDI格蘭杰原因的原假設(shè)，拒絕第一類錯(cuò)誤的概率是0.6966，表明InEXS不是lnFDI的格蘭杰原因的概率較大，不能拒絕原假設(shè)。第二個(gè)檢驗(yàn)的伴隨概率只有0.0014，表明在1%的顯著性水平下，可以認(rèn)為lnFDI是lnEXS的格蘭杰原因。

格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，InlMS不是InFDI的格蘭杰原因假設(shè)仍不能被拒絕，所以InlMS不是InFDI的格蘭杰原因。在5%的顯著性水平下，InFDI不是InlMS的格蘭杰原因假設(shè)被拒絕，所以InFDI是InIMS的格蘭杰原因。

FDI與服務(wù)出口貿(mào)易、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對(duì)服務(wù)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易均有顯著的Granger影響。服務(wù)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易對(duì)FDI均沒有Granger影響。

2.2FBI與服務(wù)貿(mào)易

單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明在樣本區(qū)間上，時(shí)間序列變量InEXS、InlMS、InFDI都是一階單整序列。如果一組非平穩(wěn)序列都是同階單整的，而且該組非平穩(wěn)時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，這個(gè)線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長期的均衡關(guān)系。

2.2.1FDI與服務(wù)出口貿(mào)易的實(shí)證分析

本文通過Eview9.0，運(yùn)用OLS方法對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸，以實(shí)證分析FDI與服務(wù)出口貿(mào)易的關(guān)系。模型（1）的回歸結(jié)果如下：

InEXS=5.306084+0.785425InFDI

T統(tǒng)計(jì)值（5.686003）（20.26994）

回歸結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，常數(shù)項(xiàng)和FDI的系數(shù)均是顯著的。

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的E-G兩步法，現(xiàn)對(duì)模型（1）的殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果參見表4。

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果來看，在5%的顯著性水平下，可以拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，表明殘差序列是平穩(wěn)的隨機(jī)過程，服從I（0）。

根據(jù)E-G兩步法，表明模型（1）的回歸結(jié)果是有效的，服務(wù)出口貿(mào)易與FDI間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。同時(shí)模型（1）的回歸結(jié)果顯示，服務(wù)出口貿(mào)易與FDI間存在互補(bǔ)關(guān)系。在其他條件不變的情況下，F(xiàn)DI每增長1%，服務(wù)出口貿(mào)易將增長0.79%。

2.2.2FDI與服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的實(shí)證分析

本文通過Eview9.0，運(yùn)用OLS方法對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸，以實(shí)證分析FDI與服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系。模型（2）的回歸結(jié)果如下：

InIMS=3.128780+0.8703181nFDI

T統(tǒng)計(jì)值（3.373800）（22.60148）

回歸結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，常數(shù)項(xiàng)的回歸結(jié)果是顯著；在1%的顯著性水平下，F(xiàn)DI的系數(shù)的回歸結(jié)果是顯著的?，F(xiàn)對(duì)模型（2）的殘差序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果參見表5。

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果來看，在5%的顯著性水平下，可以拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，表明殘差序列是平穩(wěn)的隨機(jī)過程，服從I（O）。

E-G兩步法檢驗(yàn)結(jié)果表明模型（2）的回歸結(jié)果是有效的，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易與FDI間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。同時(shí)模型（2）的回歸結(jié)果顯示，服務(wù)出口貿(mào)易與FDI間存在互補(bǔ)關(guān)系。在其他條件不變的情況下，F(xiàn)DI每增長1%，服務(wù)出口貿(mào)易將增長0.87%。

3.結(jié)論

FDI與服務(wù)出口貿(mào)易、服務(wù)出口貿(mào)易的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對(duì)服務(wù)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易均具有格蘭杰影響，但服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)FDI沒有格蘭杰影響，所以FDI是服務(wù)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易的格蘭杰原因，服務(wù)出口貿(mào)易和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易不是FDI的格蘭杰原因。同時(shí)通過協(xié)整檢驗(yàn)的E-G兩步法可知，F(xiàn)DI與服務(wù)出口貿(mào)易、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易間均存在長期均衡關(guān)系。FDI對(duì)服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易均具有正效應(yīng)。