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貿(mào)易投資一體化實(shí)證分析
論文關(guān)鍵詞:國(guó)際貿(mào)易 外商直接投資(FDI ) 貿(mào)易投資一體化
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論文摘要:80年代以來(lái)，安徽省國(guó)際貿(mào)易和利用外商直接投資(FDI)迅猛發(fā)展。該文利用協(xié)整檢驗(yàn)(Co - integra-tion Test)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法，運(yùn)用安徽省1985 - 2008年數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了國(guó)際貿(mào)易與FDI之間的長(zhǎng)期相互關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明:安徽省國(guó)際國(guó)際貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系是貿(mào)易投資一體化。在此基礎(chǔ)上，提出安徽省應(yīng)該注重國(guó)際貿(mào)易投資政策的協(xié)同關(guān)系。
1、引言
貿(mào)易投資一體化是跨國(guó)公司為主導(dǎo)的國(guó)際貿(mào)易和FDI之間呈現(xiàn)出雙向促進(jìn)、互為高度融合、合為一體的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，是跨國(guó)公司進(jìn)行全球資源配置的直接結(jié)果。安徽省對(duì)外開(kāi)放程度隨著經(jīng)濟(jì)全球化日益提高，國(guó)際貿(mào)易和外商直接投資迅猛發(fā)展，根據(jù)《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》各期資料，安徽省利用外商直接投資(FDI)從1985年的163萬(wàn)美元增加到2008年的34. 9億美元，同時(shí)出口貿(mào)易年出口額由1985年的3. 07億美元增加到2008年的113. 5億美元，進(jìn)口貿(mào)易年進(jìn)口額從1985年的1. 23億美元增加到2008年的90. 8億美元，(表1)國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際直接投資發(fā)展具有明顯的同步性和關(guān)聯(lián)性(圖1)。安徽省FDI與國(guó)際貿(mào)易之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡的關(guān)系?是否存在長(zhǎng)期的互為因果關(guān)系，即貿(mào)易投資一體化。本報(bào)告將通過(guò)安徽1985一2008年的樣本數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)(C。一integration Test)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法進(jìn)行實(shí)證分析來(lái)進(jìn)行驗(yàn)證，并在此基礎(chǔ)上提出安徽省貿(mào)易投資的政策建議。
2、文獻(xiàn)綜述
西方學(xué)者蒙代爾(R. A Mundel1957)最先提出外商直接投資(FDI )與國(guó)際貿(mào)易之間存在替代關(guān)系的理論模型。其研究采用比較靜態(tài)分析方法，結(jié)果表明在存在國(guó)際貿(mào)易的壁壘會(huì)產(chǎn)生生產(chǎn)要素一國(guó)際資本的流動(dòng)，而國(guó)際資本流動(dòng)的障礙會(huì)產(chǎn)生國(guó)際貿(mào)易。當(dāng)兩個(gè)國(guó)家的資源察賦、技術(shù)水平相接近時(shí)，這種替代效應(yīng)尤為明顯。馬庫(kù)森(Markuson ,1983 )則認(rèn)為蒙代爾關(guān)于要素流動(dòng)與商品貿(mào)易替代性是在嚴(yán)格假設(shè)條件下得出的結(jié)論，如果放松假定，則會(huì)導(dǎo)致要素貿(mào)易和商品貿(mào)易之間的互補(bǔ)性。費(fèi)農(nóng)(Vernon ,1966)則從動(dòng)態(tài)角度闡述了FDI對(duì)貿(mào)易的替代效應(yīng)。認(rèn)為企業(yè)對(duì)外直接投資伴隨產(chǎn)品生命周期運(yùn)動(dòng)而展開(kāi)，是對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易的替代。日本學(xué)者小島清( K. Kojima. 1978)運(yùn)用比較優(yōu)勢(shì)原理，提出了FDI與國(guó)際貿(mào)易之間存在互補(bǔ)效應(yīng)的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張論，指出由于FDI是從投資國(guó)已經(jīng)或即將處于比較劣勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，可以在投資母國(guó)與東道國(guó)之間創(chuàng)造出新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，從而擴(kuò)大了國(guó)際貿(mào)易的規(guī)模總量。[2〕對(duì)FDI與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的爭(zhēng)論引發(fā)了大量的實(shí)證研究;Pain和1Vakelin (1998 )對(duì)11個(gè)OECD國(guó)家1971一1992年的面板數(shù)據(jù)作回歸分析，發(fā)現(xiàn)FDI流出會(huì)減少出口，而FDI流人會(huì)擴(kuò)大出口;Zhang(2001)將中國(guó)分為高FDI、中FDI和低FDI進(jìn)行研究表明，在高FDI的沿海地區(qū)，F(xiàn)DI與出口有顯著的雙向因果關(guān)系，在中FDI地區(qū)顯示出口引起了FDI，而在低FDI地區(qū)聲DI對(duì)于出口發(fā)展起決定作用。Liu ( 2001)采用中國(guó)和19個(gè)貿(mào)易伙伴1984-1998年貿(mào)易和投資的面板數(shù)據(jù)研究FDI和貿(mào)易的關(guān)系，進(jìn)口增加引致了進(jìn)口國(guó)的FDI，而FDI又引致了出口的增加。
3、國(guó)際貿(mào)易與FDI之間相互促進(jìn)的內(nèi)在機(jī)理
3. 1國(guó)際貿(mào)易對(duì)外國(guó)直接投資的促進(jìn)機(jī)理
3.1.1國(guó)際貿(mào)易通過(guò)國(guó)際分工的進(jìn)一步發(fā)展促使以公司“內(nèi)部需求導(dǎo)向型”的“引致對(duì)外直接投資”得以產(chǎn)生。由于公司內(nèi)貿(mào)易額的發(fā)展為規(guī)模經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了重要的前提條件，使得更為細(xì)化的國(guó)際分工在成本承受能力上成為可能，從而以國(guó)際分工為依托和條件、以公司內(nèi)部需求為導(dǎo)向的對(duì)外直接投資得以發(fā)展。
3.1.2跨越國(guó)界的跨國(guó)公司內(nèi)部貿(mào)易所獲得的可觀收益對(duì)后續(xù)的外國(guó)直接投資活動(dòng)提供了持續(xù)激勵(lì)。
3. 1. 3產(chǎn)成品貿(mào)易所隱含的未來(lái)樂(lè)觀預(yù)期和實(shí)現(xiàn)的企業(yè)利潤(rùn)目標(biāo)刺激了外國(guó)直接投資的產(chǎn)生和增力口。
3. 2外國(guó)直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的促進(jìn)機(jī)理
3. 2. 1國(guó)際分工的細(xì)化、深度發(fā)展通過(guò)擴(kuò)展企業(yè)在地理和空間上的原有邊界來(lái)利用原本無(wú)法利用的資源，以實(shí)現(xiàn)其發(fā)展貿(mào)易的功能。
3.2.2跨國(guó)公司的內(nèi)部貿(mào)易對(duì)“外國(guó)直接投資促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易”提出了主觀要求，即跨國(guó)公司要想通過(guò)內(nèi)部貿(mào)易的方式降低成本、增加利潤(rùn)必須以對(duì)外直接投資為基礎(chǔ)和前提。
3.2.3基于東道國(guó)市場(chǎng)需求增長(zhǎng)趨勢(shì)的外國(guó)直接投資日益增加，并直接導(dǎo)致產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。
4、實(shí)證分析
為了從定量角度考察安徽省國(guó)際貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系，本文選取了安徽省1985一2008年期間的年度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)(Co一integration Test)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。FDI是各年度實(shí)際利用外商直接投資額,EX代表各年度的出口貿(mào)易額，IM代表各年度的進(jìn)口貿(mào)易額。由于取各變量的自然對(duì)數(shù)后不會(huì)改變變量之間的關(guān)系，本文對(duì)各序列進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，變換后各變量分別為L(zhǎng)NFDI , LNEX , LNIM 。
4.1單位根檢驗(yàn)
在時(shí)間序列分析中為避免謬誤回歸現(xiàn)象而導(dǎo)致結(jié)論無(wú)效，因此應(yīng)首先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。單位根的存在即為時(shí)間序列非平穩(wěn)的表現(xiàn)形式，所以平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以轉(zhuǎn)化為對(duì)單位根的檢驗(yàn)。進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的方法主要包括PP法、DF法和ADF法三種，本文采用ADF(Augm,ented Dickey一Fuller)法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，從而對(duì)時(shí)間序列X，建立如下回歸模型:
其中，a為常數(shù)，t為趨勢(shì)項(xiàng)，P為最佳滯后期數(shù)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。
現(xiàn)作如下假設(shè)檢驗(yàn):
當(dāng)y=0時(shí)，則說(shuō)明X‘存在單位根，從而該時(shí)間序列是非平穩(wěn)的;當(dāng)y顯著小于0
時(shí)，則說(shuō)明X，不存在單位根，因而該時(shí)間序列是平穩(wěn)的。若時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，則必須對(duì)其差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，直至n階平穩(wěn)，此時(shí)的時(shí)間序列被稱(chēng)為n階單整，記為，I(n)。采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)變量LNFDI ,LNEX ,LNIM進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2：
由表2可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均為非平穩(wěn)序列，而它們的一階差分△LNEX , p LNIM ,p LNFDI均為平穩(wěn)序列。由此可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均為I(1)單整序列。
4. 2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
如果若干個(gè)服從單位根過(guò)程的變量的某一線(xiàn)性組合是平穩(wěn)的，則稱(chēng)這一穩(wěn)定線(xiàn)性組合為協(xié)整關(guān)系，協(xié)整分析描述了這些變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)主要有兩種方法:一是最典型的Eagle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(yàn)的EＧ兩步法，但它通常只能檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系;二是Johansen提出的基于VAR模型對(duì)協(xié)整向量系統(tǒng)進(jìn)行極大似然估計(jì)檢驗(yàn)，它可用于檢驗(yàn)多個(gè)變量，同時(shí)求出它們之間的若干種協(xié)整關(guān)系。本文采用第二種方法。
首先，建立VAR模型:Yt=。
其中，Yt為L(zhǎng)NEX ,LNIM和LNFDI所構(gòu)成的列向量、A為系數(shù)矩陣、C為截距項(xiàng)、為隨機(jī)誤差矩陣、t表時(shí)期、i表滯后期、k表示最大滯后階數(shù)。本文對(duì)最優(yōu)滯后階數(shù)的選取是基于無(wú)約束的VAR模型的殘差分析來(lái)確定的，即根據(jù)AIC,SC準(zhǔn)則來(lái)確定。
其次Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。本文使用Eviews6. 1軟件進(jìn)行處理，結(jié)果如表3和表4;
4. 3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，國(guó)際貿(mào)易與FDI之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是如果X的變化引起Y的變化，則X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y的變化之前。特別地說(shuō)“X是引起Y變化的原因”則必須滿(mǎn)足兩個(gè)條件:第一X應(yīng)該有助于預(yù)測(cè)Y，即在Y關(guān)于Y的過(guò)去值的回歸中，添加X(jué)的過(guò)去值作為獨(dú)立變量應(yīng)當(dāng)顯著地增加回歸的解釋能力。第二，Y不應(yīng)當(dāng)有助于預(yù)測(cè)X，其原因是如果X有助于預(yù)測(cè)Y, Y也有助于預(yù)測(cè)X，則很可能存在一個(gè)或幾個(gè)其他的變量，它們既是引起X變化的原因，也是引起Y變化的原因。
現(xiàn)考慮兩個(gè)時(shí)間序列，要檢驗(yàn)是否為的原因，可以構(gòu)造以下兩個(gè)回歸模型。
有限制條件回歸:
其中，P和q分別是Y和X的滯后期，而且是任意的。如果同時(shí)顯著地不為0，則X是引起Y變化的原因，反之亦然�，F(xiàn)作假設(shè)=1 ,2，??，q)=0，即“X不是引起Y的原因”，再分別對(duì)上兩公式進(jìn)行回歸，并得到回歸的殘差平方和，進(jìn)而構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量:F＝。F服從第一自由度為q，第二自由度為T(mén)一（p＋q）－1的分布，若F的計(jì)算值比給定顯著性水平的臨界值大，則拒絕Ho原假設(shè)，即X是引起Y的原因。然后檢驗(yàn)"Y不是引起X的原因”的原假設(shè)，做同樣的回歸估計(jì)，但是交換X與Y。若兩個(gè)檢驗(yàn)的零假設(shè)均被推翻，則表明X與Y之間存在雙向因果關(guān)系。本文將以安徽省1985一2008年的數(shù)據(jù)為分析樣本，對(duì)FDI與進(jìn)口、出口之間的因果性關(guān)系進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。同樣考慮滯后期的問(wèn)題，并取滯后期為1年。
5、結(jié)論與安徽省貿(mào)易投資政策建議
5. 1結(jié)論
本論文通過(guò)運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)證分析了安徽省FDI與國(guó)際貿(mào)易之間的關(guān)系，結(jié)果表明FDI和國(guó)際貿(mào)易存在長(zhǎng)期的互為因果關(guān)系，即貿(mào)易投資一體化。
5. 2政策建議
東道國(guó)政府在制定國(guó)際貿(mào)易政策時(shí)會(huì)基于保護(hù)本國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的目的建立一定的貿(mào)易壁壘，但在吸收利用外資上則實(shí)行較為開(kāi)放的政策以期借助于國(guó)外資本推動(dòng)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，沒(méi)有認(rèn)識(shí)到當(dāng)前服從跨國(guó)公司全球戰(zhàn)略安排的公司內(nèi)部貿(mào)易在各國(guó)之間發(fā)展迅速，貿(mào)易壁壘的存在會(huì)在一定程度上阻礙跨國(guó)公司的投資活動(dòng)。因此隨著一體化趨勢(shì)的不斷加強(qiáng)，安徽省政府應(yīng)該充分考慮到國(guó)際貿(mào)易投資政策的協(xié)同關(guān)系，實(shí)行貿(mào)易投資協(xié)同發(fā)展的開(kāi)放戰(zhàn)略，推動(dòng)安徽經(jīng)濟(jì)跨越式發(fā)展。
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