湖南fdi與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究

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1、湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究目前,國(guó)內(nèi)關(guān)于FDI(外商直接投資)與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究,對(duì)全國(guó)的多,對(duì)地方的少;對(duì)東部的多,對(duì)中西部的少。湖南屬于內(nèi)陸省份,其進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展相對(duì)滯后,而根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn),FDI因其帶來(lái)的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)是促進(jìn)東道國(guó)或地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿χ?。因?筆者擬通過(guò)實(shí)證研究湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系,旨在為相應(yīng)的政策制定提供理論依據(jù)。一、研究方法在經(jīng)濟(jì)學(xué)上,確定一個(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因,一般采用Granger(格蘭杰)因果關(guān)系檢驗(yàn),其完

2、整的檢驗(yàn)過(guò)程包括:時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。(一)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)在建立計(jì)量模型之前,先采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),時(shí)間序列為非平穩(wěn)時(shí),則采用差分對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)化[如果非平穩(wěn)時(shí)間序列yt經(jīng)過(guò)d次差分達(dá)到平穩(wěn),則稱其為d階單整序列,記作I(d)],實(shí)行平穩(wěn)化后的d階單整序列可以用來(lái)建立回歸模型。(二)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的協(xié)整檢驗(yàn)平穩(wěn)性檢驗(yàn)避免了偽回歸問(wèn)題,但這種做法忽略了原時(shí)間序列包含的有用信息

3、,而這些信息對(duì)于分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是必要的。為解決此問(wèn)題,必須檢驗(yàn)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)EG(Engle-Granger)法,非平穩(wěn)時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程分為兩步。1.采用OLS(普通最小二乘法)對(duì)d階單整序列xt和yt建立回歸模型,即有:yt=αβxtεt(1)其中,α、β為回歸系數(shù),εt為殘差。2.對(duì)方程(1)進(jìn)行移項(xiàng),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(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果εt～I(xiàn)(0),則xt和yt具有協(xié)整關(guān)系。(三)Gra

4、nger因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果揭示了X與Y之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還須采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證。此方法的基本原理是:如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y,即根據(jù)Y的過(guò)去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí),若再加上X的過(guò)去值,能顯著增強(qiáng)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(shè)定基于研究對(duì)象,本文主要考慮湖南1983-2008年的四個(gè)時(shí)間序列:進(jìn)出口總額(T)、出口額(EX)、進(jìn)口額(IM)和FDI總額(

5、FDI)。數(shù)據(jù)處理過(guò)程如下:1.為確保數(shù)據(jù)的一致性,將以上四個(gè)時(shí)間序列用當(dāng)年年終(12月31日)的人民幣對(duì)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(dāng)年的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI0)換算成以1983年不變價(jià)格計(jì)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(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值無(wú)效、變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義、模型的預(yù)測(cè)失效等),對(duì)結(jié)果②的四個(gè)時(shí)間序列分別進(jìn)行對(duì)數(shù)處理(結(jié)果③)。結(jié)果③即為設(shè)定的研究變量(見(jiàn)表1)。三、分析過(guò)程(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)在E

6、vie和FDI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知,T、EX、IM和FDI的原值在10%顯著水平下均無(wú)法通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn),但一階差分后都拒絕了存在單位根的原假設(shè),說(shuō)明這四個(gè)時(shí)間序列都是一階單整序列,可對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。(二)協(xié)整檢驗(yàn)根據(jù)EG兩步法:第一步,采用OLS對(duì)三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI進(jìn)行協(xié)整回歸;第二步,采用ADF對(duì)協(xié)整回歸方程的估計(jì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知,T和FDI之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系,EX和FDI之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系,IM和FDI之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。(三

7、)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)在三組變量T和FDI、EX和FDI、IM和FDI之間存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上,對(duì)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(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知,D(T)和D(FDI)之間不存在任何單向的因果關(guān)系,D(EX)和D(FDI)之間存在雙向的因果關(guān)系,D(IM)和D(FDI)之間存在一種單向的因果關(guān)系。四、基本結(jié)論及對(duì)策建議第一,湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)

8、系,FDI每增長(zhǎng)1%,就能引起進(jìn)出口貿(mào)易、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易分別增長(zhǎng)0.2669%、0.2272%和0.3921%。第二,湖南FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間不存在任何單向的Granger因果關(guān)系,說(shuō)明湖南FDI尚處于起步階段,其對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)的“發(fā)動(dòng)機(jī)”效應(yīng)還未很好地發(fā)揮出來(lái)。第三,湖南FDI與出口貿(mào)易之間存在雙向的Granger因果關(guān)系,說(shuō)明兩者存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。一方面,FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)將帶動(dòng)當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)企業(yè)的出口,再加上F