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本文作者：蔣燕作者單位：上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

數(shù)據(jù)的選取與實(shí)證分析

如果存在自相關(guān)，OLS估計(jì)量就不在是BLUE，因此Granger和Newbold提出了非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的協(xié)整分析方法，本文就是利用協(xié)整方法來(lái)分析fdi與進(jìn)出口之間的關(guān)系。

1變量的選取與數(shù)據(jù)的來(lái)源

本文數(shù)據(jù)FDI，進(jìn)口額，出口額整理于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)研網(wǎng)，在研究的過(guò)程中我們以中國(guó)加入世界貿(mào)易組織這一重大事件作為臨界點(diǎn)，分兩個(gè)區(qū)間分別進(jìn)行實(shí)證分析，以期得到不同國(guó)際形勢(shì)下FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

2平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免模型中的非平穩(wěn)性時(shí)間序列造成的無(wú)意義的回歸，必須先做單位根檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的穩(wěn)定性。本文中我們對(duì)FDI,EX,IM分別取對(duì)數(shù)后得到LFDI,LEX,LIM后應(yīng)用ADF法檢驗(yàn)時(shí)間序列的穩(wěn)定性,在檢驗(yàn)的時(shí)候分1983～2001和2002～2009兩個(gè)區(qū)間進(jìn)行，以方便后面的分析。首先來(lái)看對(duì)1983～2001年數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn),由于時(shí)間序列LFDI具有明顯的上升趨勢(shì)在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí)應(yīng)同時(shí)包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，同時(shí)選擇適當(dāng)?shù)臏笃谥?，使得檢驗(yàn)方程的AIC值最小,檢驗(yàn)結(jié)顯示：LFDI,LEX和LIM在5%的顯著水平下都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，也就是說(shuō)它們都是非平穩(wěn)序列；然而結(jié)果顯示D(LFDI),D(LEX)和D(LIM)這些變量相應(yīng)的一階差分在5%的顯著水平下都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明這些變量都具有一階單整性。

3協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

OLS回歸要滿足時(shí)間序列平穩(wěn)的條件，因此，Enger，Granger(1987)提出了協(xié)整分析的方法，解決了非平穩(wěn)時(shí)間序列的問(wèn)題：假設(shè)非平穩(wěn)性變量之間的某種線性組合存在平穩(wěn)性，即滿足協(xié)整關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，可以解釋為彈性。在滿足假設(shè)的條件下，同樣可以運(yùn)用傳統(tǒng)的OLS進(jìn)行回歸分析。依據(jù)上面的分析，我們分別建立LEX與LFDI、LIM與LFDI的關(guān)系式：LnLEXt=a1+b1LnLFDIt+ut1(1)LnLIMt=a2+b2LnLFDIt+ut2(2)對(duì)1983～2001年FDI與出口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(1)進(jìn)行OLS回歸，對(duì)1983～2001年FDI與進(jìn)口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(2)進(jìn)行OLS回歸?；貧w結(jié)果顯示1983～2001年期間，我國(guó)FDI流入對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用，符合預(yù)期假設(shè)。采用ADF法檢驗(yàn)兩個(gè)方程回歸殘差的平穩(wěn)性從而得出FDI與進(jìn)出口之間的協(xié)整關(guān)系：在5%的顯著性水平下，兩方程的t值都表明殘差序列不存在單位根，滿足平穩(wěn)性。因此可以說(shuō)1983～2001年間我國(guó)的出口與FDI和我國(guó)的進(jìn)口與FDI均存在協(xié)整關(guān)系。我國(guó)的進(jìn)出口與FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明他們之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但從短期來(lái)看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，我們可以引入誤差修正模型。誤差修正模型(ECM)基本形式是由Davidson、Hendry、Srba、Yeo于1978年提出的，故又稱DHSY模型。該模型可以用于解釋因變量的短期波動(dòng)是如何被決定的。一方面，它受到自變量自身短期波動(dòng)的影響；另一方面取決于ecm，他反應(yīng)的是變量在短期波動(dòng)中偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。從實(shí)證結(jié)果看到兩ECM的模型擬合優(yōu)度均超過(guò)了96%，效果不錯(cuò)。該模型表明：在短期內(nèi)進(jìn)出口都可能偏離它們與FDI的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是他們又不斷在向長(zhǎng)期均衡調(diào)整，當(dāng)年對(duì)上年非均衡偏離的糾正程度出口為12%，進(jìn)口為24%。

42002～2011年間FDI對(duì)我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

下面對(duì)2002～2011年數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，LFDI,LEX和LIM在5%的顯著水平下都沒(méi)有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，也就是說(shuō)它們都是非平穩(wěn)序列；而D(LFDI),D(LEX)和D(LIM)這些變量相應(yīng)的一階差分在1%的顯著水平下都通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明這些變量具有一階單整性。對(duì)2002～2011年FDI與出口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(1)進(jìn)行OLS回歸；對(duì)2002-2010年FDI與進(jìn)口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(2)進(jìn)行OLS回歸?；貧w結(jié)果顯示2002~2011年期間，我國(guó)FDI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著正影響。利用ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，得到的T值顯示殘差序列不存在單位根，通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此可以說(shuō)2002～2010年間我國(guó)的出口與FDI和我國(guó)的進(jìn)口與FDI均存在協(xié)整關(guān)系。綜上所述：我國(guó)的進(jìn)出口與FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明他們之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。根據(jù)以上兩個(gè)方程分別得到FDI與出口、FDI與進(jìn)口的ECM模型，實(shí)證結(jié)果顯示：兩ECM的模型擬合優(yōu)度均超過(guò)了95%，效果不錯(cuò)。該模型表明：在短期內(nèi)進(jìn)出口都可能偏離它們與FDI的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是他們又不斷在向長(zhǎng)期均衡調(diào)整，平均來(lái)說(shuō)，出口當(dāng)年對(duì)上年的糾正程度為22.5%，進(jìn)口每年對(duì)上一年的非均衡偏離的糾正程度為40.3%。

結(jié)論與建議

從以上分析來(lái)看，F(xiàn)DI流入與我國(guó)的進(jìn)口和出口之間存在有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。并且LFDI項(xiàng)的系數(shù)均為正，這就說(shuō)明我國(guó)進(jìn)出口的變動(dòng)與FDI變動(dòng)的方向在長(zhǎng)期來(lái)看是同向的。就短期而言，入世前出口主要是受誤差修正項(xiàng)的影響，而FDI短期變動(dòng)對(duì)出口的影響不明顯，進(jìn)口除了受誤差修正項(xiàng)的影響外，還會(huì)受到短期FDI變動(dòng)的影響。這是因?yàn)椋篎DI的引入需要大量資本設(shè)備和原材料的進(jìn)口而FDI從引入到產(chǎn)品出口卻需要一段時(shí)間。入世后我國(guó)進(jìn)出口都同時(shí)受到FDI與誤差修正項(xiàng)的影響，且FDI的影響明顯增強(qiáng)；這是由于FDI資本結(jié)構(gòu)的變化(越來(lái)越集中于第三產(chǎn)業(yè))，資本技術(shù)密集型產(chǎn)品或服務(wù)生產(chǎn)周期較短導(dǎo)致的。

根據(jù)貿(mào)易替論，進(jìn)口貿(mào)易應(yīng)該與FDI成反方向的變動(dòng)，然而我們通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)事實(shí)并非如此。這是由于一方面根據(jù)中國(guó)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，外商投資企業(yè)的進(jìn)口設(shè)備既被視為外商投資同時(shí)也被視為外資企業(yè)的進(jìn)口；另一方面投資企業(yè)在中國(guó)進(jìn)行生產(chǎn)時(shí)同樣會(huì)從國(guó)際市場(chǎng)進(jìn)口大量原材料或半成品，這也增加了我國(guó)的進(jìn)口額，同樣由于“溢出效應(yīng)”我國(guó)與外資企業(yè)相聯(lián)系的公司由于各方面的原因也會(huì)增加進(jìn)口。

但是通過(guò)對(duì)入世前和入世后的對(duì)比分析我們也可以明顯的發(fā)現(xiàn)，入世前FDI增加1%，會(huì)使出口增加0.52%，使進(jìn)口增加0.44%，而在入世后我們可以清晰的看到FDI增加1%，會(huì)使出口增加1.95%，使進(jìn)口增加1.81%，也就是說(shuō)FDI對(duì)進(jìn)出口的影響更強(qiáng)了，說(shuō)明加入世貿(mào)組織對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)尤其是進(jìn)出口貿(mào)易起到了極大地提振作用。

這主要是因?yàn)槿胧篮笪覈?guó)完善和調(diào)整了吸引外資的政策，利用外資的結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化；我國(guó)進(jìn)口管理制度和公平貿(mào)易體系進(jìn)一步完善并發(fā)揮了積極作用。入世前尤其是改革開放前期和未完全市場(chǎng)化前我國(guó)與世界經(jīng)濟(jì)的溝通較少，且FDI多集中在低端產(chǎn)業(yè)和半成品加工轉(zhuǎn)銷行業(yè)；入世后FDI更多的轉(zhuǎn)向了高技術(shù)密集、高資本密集、高知識(shí)密集的產(chǎn)業(yè)且FDI的來(lái)源更為得多元化，結(jié)構(gòu)也更加的合理。

總之，由于FDI的流入，為我國(guó)帶來(lái)了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，我國(guó)商品參與國(guó)際貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力得以提高，從而刺激了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此在新時(shí)期新階段我們應(yīng)繼續(xù)積極利用FDI的流入，同時(shí)也應(yīng)采取有效措施對(duì)其進(jìn)行引導(dǎo)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。