湖南FDI与进出口贸易关系的实证研究

来源:用户上传      作者: 刘凌瑜

　　【摘要】 文章选取1983-2008年湖南FDI与进出口贸易的相关统计数据,运用Eviews6.0统计软件对其进行协整检验和Granger因果关系检验。研究结果表明,湖南FDI与进出口贸易之间存在长期稳定的均衡关系,但前者对后者的拉动作用有待增强。
　　【关键词】 FDI;进出口贸易;ADF检验;协整检验;Granger因果关系检验
　　
　　目前,国内关于FDI(外商直接投资)与进出口贸易关系的研究,对全国的多,对地方的少;对东部的多,对中西部的少。湖南属于内陆省份,其进出口贸易发展相对滞后,而根据发达国家和地区的发展经验,FDI因其带来的技术转移效应是促进东道国或地区进出口贸易增长的主要动力之一。因此,笔者拟通过实证研究湖南FDI与进出口贸易之间的关系,旨在为相应的政策制定提供理论依据。
　　
　　一、研究方法
　　在经济学上,确定一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因,一般采用Granger(格兰杰)因果关系检验,其完整的检验过程包括:时间序列的平稳性检验、非平稳时间序列之间的协整检验和Granger因果关系检验。
　　(一)时间序列的平稳性检验
　　在建立计量模型之前,先采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)法对时间序列进行平稳性检验,时间序列为非平稳时,则采用差分对其进行平稳化[如果非平稳时间序列yt经过d次差分达到平稳,则称其为d阶单整序列,记作I(d)],实行平稳化后的d阶单整序列可以用来建立回归模型。
　　(二)非平稳时间序列之间的协整检验
　　平稳性检验避免了伪回归问题,但这种做法忽略了原时间序列包含的有用信息,而这些信息对于分析问题来说又是必要的。为解决此问题,必须检验非平稳时间序列之间是否存在协整关系。根据EG(Engle-Granger)法,非平稳时间序列的协整检验过程分为两步。
　　1.采用OLS(普通最小二乘法)对d阶单整序列xt和yt建立回归模型,即有:
　　yt=α+βxt+εt (1)
　　其中,α、β为回归系数,εt为残差。
　　2.对方程(1)进行移项,得出残差方程:
　　εt=yt-α-βxt (2)
　　根据方程(2)得到残差序列resid,采用ADF法对其进行平稳性检验。如果εt～I(0),则xt和yt具有协整关系。
　　(三)Granger因果关系检验
　　协整检验结果揭示了X与Y之间是否存在长期的均衡关系。但这种关系是否构成因果关系,还须采用Granger因果关系检验法进行验证。此方法的基本原理是:如果变量X有助于预测变量Y,即根据Y的过去值对Y进行自回归时,若再加上X的过去值,能显著增强回归解释能力,则称X是Y的Granger原因,否则为非Granger原因(Granger,1988)。
　　
　　二、数据处理及变量设定
　　基于研究对象,本文主要考虑湖南1983-2008年的四个时间序列:进出口总额(T)、出口额(EX)、进口额(IM)和FDI总额(FDI)。数据处理过程如下:1.为确保数据的一致性,将以上四个时间序列用当年年终(12月31日)的人民币对美元汇率(ER0)换算成以亿元为单位的人民币额(结果①)。2.为确保数据的可比性,将结果①用当年的居民消费价格指数(CPI0)换算成以1983年不变价格计算的数额(结果②)。3.为了消除各数据中可能存在的异方差(异方差将导致参数估计值无效、变量的显著性检验失去意义、模型的预测失效等),对结果②的四个时间序列分别进行对数处理(结果③)。结果③即为设定的研究变量(见表1)。
　　
　　三、分析过程
　　(一)平稳性检验
　　在Eviews6.0中,采用ADF法对结果③的四个时间序列T、EX、IM和FDI进行单位根检验。由表2的检验结果可知,T、EX、IM和FDI的原值在10%显著水平下均无法通过平稳性检验,但一阶差分后都拒绝了存在单位根的原假设,说明这四个时间序列都是一阶单整序列,可对其进行协整分析。
　　(二)协整检验
　　根据EG两步法:第一步,采用OLS对三组变量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI进行协整回归;第二步,采用ADF对协整回归方程的估计残差进行平稳性检验。由表3的检验结果可知,T和FDI之间存在1个协整关系,EX和FDI之间存在1个协整关系,IM和FDI之间存在两个协整关系。
　　(三)Granger因果关系检验
　　在三组变量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI之间存在协整关系的基础上,对满足平稳性要求的三组一阶差分变量D(T)和D(FDI)、D(EX)和D(FDI)、D(IM)和D(FDI)进行Granger因果关系检验。由表4的检验结果可知,D(T)和D(FDI)之间不存在任何单向的因果关系,D(EX)和D(FDI)之间存在双向的因果关系,D(IM)和D(FDI)之间存在一种单向的因果关系。
　　
　　
　　
　　四、基本结论及对策建议
　　第一,湖南FDI与进出口贸易、出口贸易、进口贸易之间存在长期稳定的均衡关系,FDI每增长1%,就能引起进出口贸易、出口贸易、进口贸易分别增长0.2669%、0.2272%和0.3921%。
　　第二,湖南FDI与进出口贸易之间不存在任何单向的Granger因果关系,说明湖南FDI尚处于起步阶段,其对进出口贸易增长的“发动机”效应还未很好地发挥出来。
　　第三,湖南FDI与出口贸易之间存在双向的Granger因果关系,说明两者存在较强的互补关系。一方面,FDI产生的技术溢出效应将带动当地相关企业的出口,再加上FDI企业生产的产品会有较大部分返销或向国外出售,从而形成FDI对出口贸易的引致效应;另一方面,湖南出口贸易总额的增加、产品结构的升级以及投资环境的改善等都将有利于增强国外投资者的信心,从而促进FDI更好的吸收。
　　第四,湖南FDI是进口贸易的Granger原因,说明前者对后者具有一定的促进作用。这是因为湖南FDI流入后,当地往往要从国外或子公司进口原材料、机器设备以及中间产品等,由此形成一定的进口刺激。
　　终上所述,湖南为了进一步提高吸收、利用和转化FDI的质量和水平,从而带动当地进出口贸易的快速增长,应着重考虑以下几点:一是投资主体上,优先选择大型的跨国公司;二是投资内容上,重点引进国外的先进技术和现代化管理经验;三是投资产业上,积极引导外资投向贸易贡献率更高的资金、技术密集型产业特别是高新技术产业;四是投资环境上,着力改善FDI的硬环境(主要是基础设施)和软环境(主要是产业配套以及财税支持)。●
　　
　　【参考文献】
　　[1] 李子柰.计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2000.
　　[2] 樊欢欢,张凌云.Eviews统计分析与应用[M].北京:机械工业出版社,2009.
　　[3] Mundell R.A.International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review,1957(6):321-335.
　　[4] G.C.Hutbauer,D.Lakdawalla and A.Malani.Determinants of Foreign Direct Investment and Its Concertration to Trade[J].UNCTAD Review,1994:39-51.
　　[5] 高峰,高越.外商直接投资与我国进出口贸易的关系[J].国际贸易问题,2006(4):40-43.

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