目前,國內(nèi)關于FDI(外商直接投資)與進出口貿(mào)易關系的研究,對全國的多,對地方的少;對東部的多,對中西部的少。湖南屬于內(nèi)陸省份,其進出口貿(mào)易發(fā)展相對滯后,而根據(jù)發(fā)達國家和地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗,FDI因其帶來的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應是促進東道國或地區(qū)進出口貿(mào)易增長的主要動力之一。因此,筆者擬通過實證研究湖南FDI與進出口貿(mào)易之間的關系,旨在為相應的政策制定提供理論依據(jù)。
一、研究方法
在經(jīng)濟學上,確定一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,一般采用Granger(格蘭杰)因果關系檢驗,其完整的檢驗過程包括:時間序列的平穩(wěn)性檢驗、非平穩(wěn)時間序列之間的協(xié)整檢驗和Granger因果關系檢驗。
(一)時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在建立計量模型之前,先采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗,時間序列為非平穩(wěn)時,則采用差分對其進行平穩(wěn)化[如果非平穩(wěn)時間序列yt經(jīng)過d次差分達到平穩(wěn),則稱其為d階單整序列,記作I(d)],實行平穩(wěn)化后的d階單整序列可以用來建立回歸模型。
(二)非平穩(wěn)時間序列之間的協(xié)整檢驗
平穩(wěn)性檢驗避免了偽回歸問題,但這種做法忽略了原時間序列包含的有用信息,而這些信息對于分析問題來說又是必要的。為解決此問題,必須檢驗非平穩(wěn)時間序列之間是否存在協(xié)整關系。根據(jù)EG(Engle-Granger)法,非平穩(wěn)時間序列的協(xié)整檢驗過程分為兩步。
1.采用OLS(普通最小二乘法)對d階單整序列xt和yt建立回歸模型,即有:
yt=α βxt εt (1)
其中,α、β為回歸系數(shù),εt為殘差。
2.對方程(1)進行移項,得出殘差方程:
εt=yt-α-βxt (2)
根據(jù)方程(2)得到殘差序列resid,采用ADF法對其進行平穩(wěn)性檢驗。如果εt～I(0),則xt和yt具有協(xié)整關系。
(三)Granger因果關系檢驗
協(xié)整檢驗結(jié)果揭示了X與Y之間是否存在長期的均衡關系。但這種關系是否構(gòu)成因果關系,還須采用Granger因果關系檢驗法進行驗證。此方法的基本原理是:如果變量X有助于預測變量Y,即根據(jù)Y的過去值對Y進行自回歸時,若再加上X的過去值,能顯著增強回歸解釋能力,則稱X是Y的Granger原因,否則為非Granger原因(Granger,1988)。
二、數(shù)據(jù)處理及變量設定
基于研究對象,本文主要考慮湖南1983-2008年的四個時間序列:進出口總額(T)、出口額(EX)、進口額(IM)和FDI總額(FDI)。數(shù)據(jù)處理過程如下:1.為確保數(shù)據(jù)的一致性,將以上四個時間序列用當年年終(12月31日)的人民幣對美元匯率(ER0)換算成以億元為單位的人民幣額(結(jié)果①)。2.為確保數(shù)據(jù)的可比性,將結(jié)果①用當年的居民消費價格指數(shù)(CPI0)換算成以1983年不變價格計算的數(shù)額(結(jié)果②)。3.為了消除各數(shù)據(jù)中可能存在的異方差(異方差將導致參數(shù)估計值無效、變量的顯著性檢驗失去意義、模型的預測失效等),對結(jié)果②的四個時間序列分別進行對數(shù)處理(結(jié)果③)。結(jié)果③即為設定的研究變量(見表1)。
三、分析過程
(一)平穩(wěn)性檢驗
在Eviews6.0中,采用ADF法對結(jié)果③的四個時間序列T、EX、IM和FDI進行單位根檢驗。由表2的檢驗結(jié)果可知,T、EX、IM和FDI的原值在10%顯著水平下均無法通過平穩(wěn)性檢驗,但一階差分后都拒絕了存在單位根的原假設,說明這四個時間序列都是一階單整序列,可對其進行協(xié)整分析。
(二)協(xié)整檢驗
根據(jù)EG兩步法:第一步,采用OLS對三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI進行協(xié)整回歸;第二步,采用ADF對協(xié)整回歸方程的估計殘差進行平穩(wěn)性檢驗。由表3的檢驗結(jié)果可知,T和FDI之間存在1個協(xié)整關系,EX和FDI之間存在1個協(xié)整關系,IM和FDI之間存在兩個協(xié)整關系。
(三)Granger因果關系檢驗
在三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI之間存在協(xié)整關系的基礎上,對滿足平穩(wěn)性要求的三組一階差分變量D(T)和D(FDI)、D(EX)和D(FDI)、D(IM)和D(FDI)進行Granger因果關系檢驗。由表4的檢驗結(jié)果可知,D(T)和D(FDI)之間不存在任何單向的因果關系,D(EX)和D(FDI)之間存在雙向的因果關系,D(IM)和D(FDI)之間存在一種單向的因果關系。
四、基本結(jié)論及對策建議
第一,湖南FDI與進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系,FDI每增長1%,就能引起進出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進口貿(mào)易分別增長0.2669%、0.2272%和0.3921%。
第二,湖南FDI與進出口貿(mào)易之間不存在任何單向的Granger因果關系,說明湖南FDI尚處于起步階段,其對進出口貿(mào)易增長的“發(fā)動機”效應還未很好地發(fā)揮出來。
第三,湖南FDI與出口貿(mào)易之間存在雙向的Granger因果關系,說明兩者存在較強的互補關系。一方面,FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應將帶動當?shù)叵嚓P企業(yè)的出口,再加上FDI企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品會有較大部分返銷或向國外出售,從而形成FDI對出口貿(mào)易的引致效應;另一方面,湖南出口貿(mào)易總額的增加、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的升級以及投資環(huán)境的改善等都將有利于增強國外投資者的信心,從而促進FDI更好的吸收。
第四,湖南FDI是進口貿(mào)易的Granger原因,說明前者對后者具有一定的促進作用。這是因為湖南FDI流入后,當?shù)赝獜膰饣蜃庸具M口原材料、機器設備以及中間產(chǎn)品等,由此形成一定的進口刺激。
終上所述,湖南為了進一步提高吸收、利用和轉(zhuǎn)化FDI的質(zhì)量和水平,從而帶動當?shù)剡M出口貿(mào)易的快速增長,應著重考慮以下幾點:一是投資主體上,優(yōu)先選擇大型的跨國公司;二是投資內(nèi)容上,重點引進國外的先進技術(shù)和現(xiàn)代化管理經(jīng)驗;三是投資產(chǎn)業(yè)上,積極引導外資投向貿(mào)易貢獻率更高的資金、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)特別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè);四是投資環(huán)境上,著力改善FDI的硬環(huán)境(主要是基礎設施)和軟環(huán)境(主要是產(chǎn)業(yè)配套以及財稅支持)。
【參考文獻】
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