葉美麗

摘 要：不斷增長的外商直接投資對我國出口貿(mào)易是一把“雙刃劍”，一方面能促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的增長和轉(zhuǎn)型，另一方面可能導(dǎo)致國際收支失衡。本文采用實(shí)證分析方法如ADF單位根檢驗(yàn)方法、Johansen的協(xié)整分析法和建立VAR向量自回歸模型，研究外商直接投資（FDI）對我國出口貿(mào)易的具體影響。本文通過總結(jié)整理前人的研究理論和實(shí)證分析模型，根據(jù)時(shí)序數(shù)據(jù)的方法和要求，對中國出口貿(mào)易和外商投資的最新數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究，旨在更好地引導(dǎo)FDI的流向和效益。

關(guān)鍵詞：外商直接投資（FDI）；出口貿(mào)易；協(xié)整分析；ADF單位根檢驗(yàn)；VAR模型

中圖分類號： F832.48 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號： 1673-1069（2017）03-83-2

1 研究目的及意義

2016年聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議（UNCTAD）公布的一份報(bào)告顯示2015年全球外國直接投資（FDI）流動情況：全球FDI增勢強(qiáng)勁，2015年全球FDI同比增長36%至1.7萬億美元。FDI增長主要由于跨國公司充分利用其現(xiàn)金流和全球流動性，大量并購資產(chǎn)促進(jìn)銷售、降低成本。其中2015年流入中國的FDI為1360億美元，但流入制造業(yè)的資本減少，服務(wù)業(yè)吸收FDI保持增長勢頭。FDI的增長對我國的出口有什么影響？國外研究最早的以薩繆爾森和蒙代爾，他們認(rèn)為FDI的投資會替代母國，削弱東道國的出口貿(mào)易，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，前人研究從不同的層次，不同角度證明了FDI可以促進(jìn)出口貿(mào)易。國內(nèi)的研究面比較廣泛，主要從FDI對我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、技術(shù)效應(yīng)、出口的因果關(guān)系等方面進(jìn)行研究和剖析，論點(diǎn)比較散。綜上所述，大多數(shù)文獻(xiàn)都研究了FDI和出口的關(guān)系，但是都沒有加入國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行分析，本文旨在探究外國直接投資，出口和國內(nèi)生產(chǎn)總值的長期關(guān)系。

2 實(shí)證方法

對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和分析之前，應(yīng)對數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，實(shí)行時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)化，方法是對時(shí)間序列進(jìn)行差分，然后對差分序列進(jìn)行回歸，本文主要采用以單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、向量自回歸等方法研究變量之間的長期關(guān)系。

2.1 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是指檢驗(yàn)序列中是否存在單位根，如果不存在單位根即為平穩(wěn)時(shí)間序列。如果存在單位根，會存在偽回歸現(xiàn)象。單位根檢驗(yàn)過程的方法有DF方法、PP方法、ADF方法，本章采用ADF方法。

ADF檢驗(yàn)的零假設(shè)：是一個非平穩(wěn)的時(shí)間序列，備擇假設(shè)：是一個平穩(wěn)時(shí)間序列。ADF檢驗(yàn)是對如下回歸方程中的θ，β，ρ系數(shù)進(jìn)行τ檢驗(yàn)：ΔYt=α+β·t+ρ·Yt-1+θtΔYt-1+εt

其中，Yt是所研究的時(shí)間序列，εt是隨機(jī)誤差項(xiàng)，Δ是一階差分符號，m是最佳滯后期數(shù)，這個滯后期數(shù)保證εt誤差項(xiàng)的平穩(wěn)性（白噪音）。τ當(dāng)ρ顯著為負(fù)數(shù)時(shí)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為是平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

2.2 協(xié)整分析

如果時(shí)間序列具有相同的單整階數(shù)，且存在某種線性組合使得時(shí)間序列的單整階數(shù)降低，則稱這些時(shí)間序列之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系實(shí)際可理解為兩變量間具有長期穩(wěn)定關(guān)系?？坍嬃诉@個系統(tǒng)的穩(wěn)定特征，反映序列的運(yùn)行機(jī)制。對于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)有兩種方法：第一，Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的檢驗(yàn)的E-G兩步法；第二，Johansen提出的基于VAR模型對協(xié)整向量系統(tǒng)進(jìn)行極大似然估計(jì)和檢驗(yàn)。因?yàn)镴ohansen的極大似然估計(jì)與跡檢驗(yàn)方法能精確的檢驗(yàn)出協(xié)整關(guān)系的個數(shù)，所以，本文采用Johansen的檢驗(yàn)方法（極大似然估計(jì)與跡檢驗(yàn)或最大特征根檢驗(yàn)）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，尋找著變量之間的長期均衡關(guān)系。

2.3 VAR向量自回歸

向量自回歸模型是AR模型基于無約束的推廣，其思想是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，再由單變量自回歸模型推廣由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

VAR模型：

Yt=C+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+εt

其中，Yt為LNEX、LNFDI和LNGDP所構(gòu)成的列向量、εt為隨機(jī)誤差矩陣，C為截距項(xiàng)、A為系數(shù)矩陣、i表示滯后期、t表示時(shí)期、p表示最大滯后階數(shù)。

3 實(shí)證分析

3.1 指標(biāo)定義和數(shù)據(jù)選取

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，時(shí)間長度為1980-2015年，選取指標(biāo)為36年的中國出口貿(mào)易額（EX），中國實(shí)際外商投資額（FDI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。由于研究數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，存在趨勢性，季節(jié)性以及規(guī)律性，為了研究得更加透徹，需要剔除這些因素，一般情況下對相對指標(biāo)取對數(shù)，可以減少異方差。最終LNEX、LNGDP和LNFDI分別表示自然對數(shù)的中國出口貿(mào)易額、中國國內(nèi)生產(chǎn)總值和實(shí)際利用的外商投資額。

3.2 計(jì)量分析過程

3.2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于這些數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對取自然對數(shù)的相關(guān)指標(biāo)LNEX、LNGDP和LNFDI進(jìn)行差分為ΔLNEX、ΔLNGDP和ΔLNFDI，分別對這些指標(biāo)采用ADF（Augmented FDIkey-Fuller）檢驗(yàn)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1、表2所示。

從表1可以看出，原有指標(biāo)的的時(shí)間序列LNEX、LNFFDI和LNGDP在 5%的顯著性水平下是不平穩(wěn)的，因?yàn)樗鼈儗?yīng)的概率都大于0.05，而表2一階差分后的時(shí)間序列ΔLNEX、ΔLNFFDI和ΔLNGDP在5%顯著性水平下是平穩(wěn)的。由此我們可以得出，時(shí)間序列LNEX、LNFFDI和ΔLNGDP均為一階單整的，是I（l）序列。它們之間可以研究它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

3.2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

時(shí)間序列LNEX、LNFFDI和ΔLNGDP均為一階單整，研究這些變量之間的長期關(guān)系，需要通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證各變量是否存在協(xié)整關(guān)系。

通過協(xié)整檢驗(yàn)。在5%的臨界水平下變量LNEX、LNFFDI和LNGDP之間存在協(xié)整關(guān)系。并且，兩個變量之間的長期關(guān)系方程如下：

LNEXt=2.0045×LNFDIt+3.4001LNGDPt

協(xié)整方程表明：外商直接投資和出口之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。在這種長期均衡關(guān)系中，F(xiàn)DI，GDP的變化對我國出口有積極影響。其中LNFDI每增加1個百分點(diǎn)，出口額的對數(shù)將平均增加2.0045個百分點(diǎn)，LNGDP每增加1個百分點(diǎn)，出口額將平均增加3.4001個百分點(diǎn)。

3.2.3 VAR模型建立

本文主要根據(jù)傳統(tǒng)的研究觀念，只研究LNFDI和LNEX的向量自回歸，最后確定p=2，VAR模型：

LNEX=0.9587439339×LNEX（-1）-0.1339152157×LNEX（-2）+1.074311108×LNFDI（-1）-0.8167103056×LNFDI（-2）-0.3306090253

LNFDI=0.03886042406×LNEX（-1）+0.08963478206×LNEX（-2）+1.055710502×LNFDI（-1）-0.2792648354×LNFDI（-2）+ 0.6277120624

4 結(jié)論

本文通過對外商投資、出口貿(mào)易額和國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行時(shí)間序列分析，發(fā)現(xiàn)外商投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值對我國的出口貿(mào)易額有積極的影響。隨著當(dāng)今經(jīng)濟(jì)全球化的迅速發(fā)展，外商投資可以優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，給國內(nèi)企業(yè)帶來帶來巨大的競爭動力，代替效率低的企業(yè)。但外商投資的技術(shù)壟斷也給我國造成一定的威脅。因此為了發(fā)展我國經(jīng)濟(jì)克服這一系列問題，我國應(yīng)該促進(jìn)技術(shù)發(fā)展，技術(shù)革新，提高核心競爭力。國內(nèi)企業(yè)也應(yīng)該提高產(chǎn)業(yè)效率，利用外商投資帶來的機(jī)遇發(fā)展自己，最終促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高外商投資的利用率。

參 考 文 獻(xiàn)

[1] 張為付.國際直接投資（FDI）比較研究[M].人民出版社，2008.

[2] 丁潔，趙軼.FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易的影響分析[J].中國商貿(mào)，2010（4）.

[3] Mundell R.AInternational Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，1957（47）：321-333.