貿易投資一體化實(shí)證分析
論文關(guān)鍵詞:國際貿易 外商直接投資(FDI ) 貿易投資一體化
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論文摘要:80年代以來(lái)，安徽省國際貿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(Co - integra-tion Test)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗的方法，運用安徽省1985 - 2008年數據檢驗了國際貿易與FDI之間的長(cháng)期相互關(guān)系。實(shí)證結果表明:安徽省國際國際貿易與FDI之間的關(guān)系是貿易投資一體化。在此基礎上，提出安徽省應該注重國際貿易投資政策的協(xié)同關(guān)系。
1、引言
貿易投資一體化是跨國公司為主導的國際貿易和FDI之間呈現出雙向促進(jìn)、互為高度融合、合為一體的經(jīng)濟現象，是跨國公司進(jìn)行全球資源配置的直接結果。安徽省對外開(kāi)放程度隨著(zhù)經(jīng)濟全球化日益提高，國際貿易和外商直接投資迅猛發(fā)展，根據《安徽省統計年鑒》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)國際貿易與國際直接投資發(fā)展具有明顯的同步性和關(guān)聯(lián)性(圖1)。安徽省FDI與國際貿易之間是否存在一種長(cháng)期穩定均衡的關(guān)系?是否存在長(cháng)期的互為因果關(guān)系，即貿易投資一體化。本報告將通過(guò)安徽1985一2008年的樣本數據，利用協(xié)整檢驗(C。一integration Test)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法進(jìn)行實(shí)證分析來(lái)進(jìn)行驗證，并在此基礎上提出安徽省貿易投資的政策建議。
2、文獻綜述
西方學(xué)者蒙代爾(R. A Mundel1957)最先提出外商直接投資(FDI )與國際貿易之間存在替代關(guān)系的理論模型。其研究采用比較靜態(tài)分析方法，結果表明在存在國際貿易的壁壘會(huì )產(chǎn)生生產(chǎn)要素一國際資本的流動(dòng)，而國際資本流動(dòng)的障礙會(huì )產(chǎn)生國際貿易。當兩個(gè)國家的資源察賦、技術(shù)水平相接近時(shí)，這種替代效應尤為明顯。馬庫森(Markuson ,1983 )則認為蒙代爾關(guān)于要素流動(dòng)與商品貿易替代性是在嚴格假設條件下得出的結論，如果放松假定，則會(huì )導致要素貿易和商品貿易之間的互補性。費農(Vernon ,1966)則從動(dòng)態(tài)角度闡述了FDI對貿易的替代效應。認為企業(yè)對外直接投資伴隨產(chǎn)品生命周期運動(dòng)而展開(kāi)，是對企業(yè)出口貿易的替代。日本學(xué)者小島清( K. Kojima. 1978)運用比較優(yōu)勢原理，提出了FDI與國際貿易之間存在互補效應的邊際產(chǎn)業(yè)擴張論，指出由于FDI是從投資國已經(jīng)或即將處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)依次進(jìn)行，可以在投資母國與東道國之間創(chuàng )造出新的貿易機會(huì )，從而擴大了國際貿易的規�？偭�。[2〕對FDI與國際貿易關(guān)系的爭論引發(fā)了大量的實(shí)證研究;Pain和1Vakelin (1998 )對11個(gè)OECD國家1971一1992年的面板數據作回歸分析，發(fā)現FDI流出會(huì )減少出口，而FDI流人會(huì )擴大出口;Zhang(2001)將中國分為高FDI、中FDI和低FDI進(jìn)行研究表明，在高FDI的沿海地區，FDI與出口有顯著(zhù)的雙向因果關(guān)系，在中FDI地區顯示出口引起了FDI，而在低FDI地區聲DI對于出口發(fā)展起決定作用。Liu ( 2001)采用中國和19個(gè)貿易伙伴1984-1998年貿易和投資的面板數據研究FDI和貿易的關(guān)系，進(jìn)口增加引致了進(jìn)口國的FDI，而FDI又引致了出口的增加。
3、國際貿易與FDI之間相互促進(jìn)的內在機理
3. 1國際貿易對外國直接投資的促進(jìn)機理
3.1.1國際貿易通過(guò)國際分工的進(jìn)一步發(fā)展促使以公司“內部需求導向型”的“引致對外直接投資”得以產(chǎn)生。由于公司內貿易額的發(fā)展為規模經(jīng)濟的發(fā)展提供了重要的前提條件，使得更為細化的國際分工在成本承受能力上成為可能，從而以國際分工為依托和條件、以公司內部需求為導向的對外直接投資得以發(fā)展。
3.1.2跨越國界的跨國公司內部貿易所獲得的可觀(guān)收益對后續的外國直接投資活動(dòng)提供了持續激勵。
3. 1. 3產(chǎn)成品貿易所隱含的未來(lái)樂(lè )觀(guān)預期和實(shí)現的企業(yè)利潤目標刺激了外國直接投資的產(chǎn)生和增力口。
3. 2外國直接投資對國際貿易的促進(jìn)機理
3. 2. 1國際分工的細化、深度發(fā)展通過(guò)擴展企業(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)現其發(fā)展貿易的功能。
3.2.2跨國公司的內部貿易對“外國直接投資促進(jìn)國際貿易”提出了主觀(guān)要求，即跨國公司要想通過(guò)內部貿易的方式降低成本、增加利潤必須以對外直接投資為基礎和前提。
3.2.3基于東道國市場(chǎng)需求增長(cháng)趨勢的外國直接投資日益增加，并直接導致產(chǎn)品貿易的發(fā)展。
4、實(shí)證分析
為了從定量角度考察安徽省國際貿易與FDI之間的關(guān)系，本文選取了安徽省1985一2008年期間的年度數據，采用協(xié)整檢驗(Co一integration Test)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗來(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易額，IM代表各年度的進(jìn)口貿易額。由于取各變量的自然對數后不會(huì )改變變量之間的關(guān)系，本文對各序列進(jìn)行自然對數變換，變換后各變量分別為L(cháng)NFDI , LNEX , LNIM 。
4.1單位根檢驗
在時(shí)間序列分析中為避免謬誤回歸現象而導致結論無(wú)效，因此應首先對各變量進(jìn)行平穩性檢驗。單位根的存在即為時(shí)間序列非平穩的表現形式，所以平穩性檢驗可以轉化為對單位根的檢驗。進(jìn)行單位根檢驗的方法主要包括PP法、DF法和ADF法三種，本文采用ADF(Augm,ented Dickey一Fuller)法檢驗變量的平穩性，從而對時(shí)間序列X，建立如下回歸模型:
其中，a為常數，t為趨勢項，P為最佳滯后期數，為隨機誤差項。
現作如下假設檢驗:
當y=0時(shí)，則說(shuō)明X‘存在單位根，從而該時(shí)間序列是非平穩的;當y顯著(zhù)小于0
時(shí)，則說(shuō)明X，不存在單位根，因而該時(shí)間序列是平穩的。若時(shí)間序列是非平穩的，則必須對其差分進(jìn)行平穩性檢驗，直至n階平穩，此時(shí)的時(shí)間序列被稱(chēng)為n階單整，記為，I(n)。采用ADF檢驗方法對變量LNFDI ,LNEX ,LNIM進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結果見(jiàn)表2：
由表2可知，LNEX ,LNIM,LNFDI均為非平穩序列，而它們的一階差分△LNEX , p LNIM ,p LNFDI均為平穩序列。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
如果若干個(gè)服從單位根過(guò)程的變量的某一線(xiàn)性組合是平穩的，則稱(chēng)這一穩定線(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(cháng)期穩定關(guān)系。協(xié)整關(guān)系的檢驗主要有兩種方法:一是最典型的Eagle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗的EＧ兩步法，但它通常只能檢驗兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系;二是Johansen提出的基于VAR模型對協(xié)整向量系統進(jìn)行極大似然估計檢驗，它可用于檢驗多個(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(cháng)NEX ,LNIM和LNFDI所構成的列向量、A為系數矩陣、C為截距項、為隨機誤差矩陣、t表時(shí)期、i表滯后期、k表示最大滯后階數。本文對最優(yōu)滯后階數的選取是基于無(wú)約束的VAR模型的殘差分析來(lái)確定的，即根據AIC,SC準則來(lái)確定。
其次Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗。本文使用Eviews6. 1軟件進(jìn)行處理，結果如表3和表4;
4. 3格蘭杰因果關(guān)系檢驗
從協(xié)整檢驗的結果，國際貿易與FDI之間存在長(cháng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構成因果關(guān)系還需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。格蘭杰因果關(guān)系檢驗的基本思想是如果X的變化引起Y的變化，則X的變化應當發(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應該有助于預測Y，即在Y關(guān)于Y的過(guò)去值的回歸中，添加X(jué)的過(guò)去值作為獨立變量應當顯著(zhù)地增加回歸的解釋能力。第二，Y不應當有助于預測X，其原因是如果X有助于預測Y, Y也有助于預測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。
現考慮兩個(gè)時(shí)間序列，要檢驗是否為的原因，可以構造以下兩個(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(zhù)地不為0，則X是引起Y變化的原因，反之亦然�，F作假設=1 ,2，??，q)=0，即“X不是引起Y的原因”，再分別對上兩公式進(jìn)行回歸，并得到回歸的殘差平方和，進(jìn)而構造F統計量: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的計算值比給定顯著(zhù)性水平的臨界值大，則拒絕Ho原假設，即X是引起Y的原因。然后檢驗"Y不是引起X的原因”的原假設，做同樣的回歸估計，但是交換X與Y。若兩個(gè)檢驗的零假設均被推翻，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年的數據為分析樣本，對FDI與進(jìn)口、出口之間的因果性關(guān)系進(jìn)行格蘭杰檢驗。同樣考慮滯后期的問(wèn)題，并取滯后期為1年。
5、結論與安徽省貿易投資政策建議
5. 1結論
本論文通過(guò)運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗實(shí)證分析了安徽省FDI與國際貿易之間的關(guān)系，結果表明FDI和國際貿易存在長(cháng)期的互為因果關(guān)系，即貿易投資一體化。
5. 2政策建議
東道國政府在制定國際貿易政策時(shí)會(huì )基于保護本國產(chǎn)業(yè)發(fā)展的目的建立一定的貿易壁壘，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外資本推動(dòng)本國的經(jīng)濟發(fā)展，沒(méi)有認識到當前服從跨國公司全球戰略安排的公司內部貿易在各國之間發(fā)展迅速，貿易壁壘的存在會(huì )在一定程度上阻礙跨國公司的投資活動(dòng)。因此隨著(zhù)一體化趨勢的不斷加強，安徽省政府應該充分考慮到國際貿易投資政策的協(xié)同關(guān)系，實(shí)行貿易投資協(xié)同發(fā)展的開(kāi)放戰略，推動(dòng)安徽經(jīng)濟跨越式發(fā)展。
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