基于面板協(xié)整分析的外資與外貿(mào)關(guān)系研究

周玲+張媛

[摘要]文章基于1984—2013年30年的外資與外貿(mào)數(shù)據(jù)，使用面板協(xié)整等面板時序方法對我國東、中、西部以及全國水平的外資與外貿(mào)關(guān)系進行了實證檢驗。實證結(jié)果表明，我國東、中、西部以及全國水平的外資與外貿(mào)之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。從長期來看，全國層面和東部地區(qū)外資與外貿(mào)互為格蘭杰因果關(guān)系；從短期來看，東部、中部和西部地區(qū)外資與外貿(mào)互為格蘭杰因果關(guān)系。通過建立個體固定效應(yīng)模型，可以得出外資對外貿(mào)有促進作用，但促進作用差異明顯，東部促進作用最為明顯，西部次之，中部最小。

[關(guān)鍵詞]外資；外貿(mào)；面板協(xié)整；Granger因果關(guān)系

[DOI]1013939/jcnkizgsc201711282

1引言

改革開放以來，特別是20世紀(jì)90年代以后，我國從制度上，逐漸放寬了對外商投資的限制，再加上我國良好的經(jīng)濟發(fā)展形勢，許多大型的投資公司紛紛進入我國投資，與之前相比，跨國公司投資規(guī)模有顯著的提升，這就給我國帶來了先進的經(jīng)營戰(zhàn)略、清晰的發(fā)展目標(biāo)、多樣的投資方式和深度的投資領(lǐng)域，特別是對我國進出口的促進作用發(fā)生了顯著變化。從1984年到2013年，我國實際利用外資規(guī)模由126億美元上升到118721億美元，外貿(mào)總額由535億美元上升到415899億美元，外商直接投資與我國外貿(mào)呈現(xiàn)出雙高增長的態(tài)勢。2015年12月1日，人民幣正式納入SDR（特別提款權(quán)）貨幣籃子，這就意味著人民幣已經(jīng)成為全球主要儲備貨幣之一，在國際市場上，人民幣成為了真正意義上的“貨幣”，國際市場對人民幣的認(rèn)知大幅度地提升。加入SDR，成為了我國對外貿(mào)易和國際直接投資進一步發(fā)展的契機，二者之間的聯(lián)系會進一步加強。那么在高速的經(jīng)濟發(fā)展過程中，我國的外資與外貿(mào)之間到底存在著怎樣的關(guān)系，這是一個非常值得探討的問題。

對外資與外貿(mào)關(guān)系的研究，國內(nèi)外學(xué)者存在著兩種截然相反的觀點，第一種是以俄林（OhlinBG）與RA蒙代爾（RAMundell）[1]為代表的貿(mào)易替代論，該理論認(rèn)為國家間生產(chǎn)要素稟賦的差異是其在國際間轉(zhuǎn)移的根本原因，Beldelbos和Sleuwaegen（1998）、Brainard（1997）、Stone和Jeon（2000）等學(xué)者研究得出了相似的結(jié)論。第二種觀點是以小島清（KKojima）為代表的貿(mào)易互補論，該理論認(rèn)為對外貿(mào)易和投資之間是相互補充關(guān)系。部分學(xué)者研究表明國際直接投資對外貿(mào)的單向促進作用，如陳繼勇（1992）[2]、劉恩專（1999）[3]、邱立成（1999）[4]、謝冰（2000）[5]等。還有學(xué)者認(rèn)為國際直接投資與外貿(mào)的雙向促進關(guān)系，如崔春華（1993）[6]、向鐵梅（2003）[7]、林鸞飛（2012）[8]等。

從前人的研究中可以得出這樣的結(jié)論：在不同的時代背景下，直接投資與對外貿(mào)易之間的關(guān)系呈現(xiàn)不同的表現(xiàn)形式，所以不能簡單地一言以蔽之，應(yīng)該結(jié)合我國的實際情況進行分析?，F(xiàn)有的研究主要存在以下的不足：第一是研究問題的角度缺失，現(xiàn)有研究的視角多是集中于外商直接投資流入國一方，從流出國視角進行的研究較少；第二是現(xiàn)有的研究多是使用傳統(tǒng)的例如ADF、PP單位根檢驗等時序分析方法由于“勢”過低，所以檢驗的結(jié)果缺乏穩(wěn)健性，導(dǎo)致得出的結(jié)論可信度較低。

本文在獲得我國東、中、西部各省數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，使用面板時序方法，對全國水平以及各區(qū)域的外資與外貿(mào)關(guān)系進行實證檢驗，以期得出更具穩(wěn)健性的結(jié)論。

2實證分析

21數(shù)據(jù)說明

211數(shù)據(jù)來源

為了達到各區(qū)域之間進行對比的目的，文章以國家統(tǒng)計局口徑為標(biāo)準(zhǔn)將中國分為東、中、西三個區(qū)域。由于西藏與青海獲取的數(shù)據(jù)缺失值較多，因此本文的研究將這兩個省份剔除。文章選取1984—2013年共30年的數(shù)據(jù)，選取各省份經(jīng)營單位所在地進出口總額作為外貿(mào)指標(biāo)，各省份實際利用外商直接投資金額作為外資指標(biāo)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2014）》和萬德數(shù)據(jù)庫。

212數(shù)據(jù)處理

首先，統(tǒng)一貨幣單位。只有統(tǒng)一了貨幣單位，數(shù)據(jù)之間才是可比的，這就需要利用各年度人民幣與美元的匯率中間價，將兩個變量的貨幣計量單位統(tǒng)一；其次，對變量進行不變價處理。使用固定資產(chǎn)價格指數(shù)對實際利用外商直接投資金額ZJTZ，使用消費價格指數(shù)對各省份經(jīng)營單位所在地進出口總額JCK進行不變價處理，調(diào)整為以1984年價格的不變值；最后，對不變價格數(shù)值進行對數(shù)處理，分別記為LZJ和LJCK，這樣做是為了降低異方差對建立的面板模型的影響。

22面板單位根檢驗

面板模型進行回歸分析之前為了避免出現(xiàn)偽回歸，保證結(jié)果的穩(wěn)健性，對兩個變量，即LZJ和LJCK水平及其一階差分值進行全國水平及東部、中部、西部面板單位根檢驗。從檢驗的結(jié)果可以看出：不論是全國面板還是東部、中部、西部面板，對于LZJ和LJCK的水平值進行檢驗時，各變量檢驗的P值大于0100，故不能通過單位根檢驗，之后對LZJ和LJCK的一階差分值進行檢驗時，各變量檢驗的P值均小于001，說明在1%的顯著水平上，變量LZJ和LJCK的一階差分序列為平穩(wěn)序列。因此LZJ和LJCK均為一階單整I（1）過程。

23面板協(xié)整檢驗

在通過面板單位根檢驗之后，需要做面板協(xié)整檢驗，這樣做是為了判斷變量LJCK與變量LZJ之間是否存在長期穩(wěn)定聯(lián)系。面板協(xié)整檢驗的原假設(shè)是“不存在協(xié)整關(guān)系”，即變量之間不存在長期穩(wěn)定的聯(lián)系，若檢驗的結(jié)果拒絕原假設(shè)，說明變量間存在長期的協(xié)整關(guān)系，這是建立面板模型必需的步驟。

檢驗結(jié)果表明：變量LJCK與變量LZJ長期均衡關(guān)系是存在的。除了東部與西部面板中Panel v-Statistic統(tǒng)計量不顯著，全國、中部面板中Panel v-Statistic統(tǒng)計量在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，東部面板中統(tǒng)計量Group ADF-Statistic在10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)外，其他統(tǒng)計量均在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，綜合來看，四個面板中兩變量間均存在長期均衡關(guān)系。

24格蘭杰因果檢驗

格蘭杰（Granger）因果檢驗對于面板數(shù)據(jù)也是適用的，因為從本質(zhì)上看，格蘭杰因果檢驗是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。

檢驗結(jié)果表明：第一，在東部、中部和西部地區(qū)，從短期來看，外資與外貿(mào)之間互為Granger因果關(guān)系；第二，在全國和東部地區(qū)，從長期來看，外資與外貿(mào)互為Granger因果關(guān)系；第三，就全國水平來看，短期內(nèi)外貿(mào)不是外資的Granger因果原因，但外資是外貿(mào)的Granger因果原因；第四，從長期來看，中部地區(qū)的外貿(mào)不是外資的Granger原因，但外資是外貿(mào)的Granger原因；第五，從長期來看，西部地區(qū)的外貿(mào)是外資的Granger因果原因，但外資不是外貿(mào)的Granger因果原因。

25面板協(xié)整方程估計

面板模型定義為：

其中αi是隨機變量，表示對于i個個體有i個不同的截距項，Yit為被回歸變量，uit為誤差項，Xit為k ×1階回歸變量列向量（包括k個回歸量），β為k×1階回歸系數(shù)列向量，若αi且其變化與Xit有關(guān)系，稱此模型為個體固定效應(yīng)回歸模型，若αi且其變化與Xit沒有關(guān)系，則此模型為個體隨機效應(yīng)回歸模型。協(xié)整檢驗結(jié)果見下表。

從模型估計系數(shù)的正負(fù)方向上來看，與之前的理論預(yù)期是一致的，全國水平以及各區(qū)域的外商直接投資對進出口都是發(fā)揮積極作用的。外商直接投資每增加1%，全國的進出口總額增長1024%，東部地區(qū)的進出口總額增長120%，中部地區(qū)的進出口總額增長0919%，西部地區(qū)的進出口總額增長1039%。東部、西部地區(qū)的增長水平高于全國平均水平，中部地區(qū)的增長水平低于全國平均水平，說明外商直接投資對進出口的促進作用是存在區(qū)域差異的。這主要是與我國的外資政策具有明顯的地區(qū)傾向有關(guān)。

3結(jié)論

與世界上大多數(shù)國家一樣，我國的經(jīng)濟發(fā)展也是有一個國際化的過程，在這個過程中，貿(mào)易首先成為經(jīng)濟穩(wěn)定增長的動力。本文利用面板協(xié)整方法，使用1984—2013年近30年的省際面板數(shù)據(jù)，對我國外資與外貿(mào)關(guān)系進行了研究。研究結(jié)果表明：在全國以及東、中、西部水平上，外資與外貿(mào)之間存在著長期穩(wěn)定的聯(lián)系，這與之前根據(jù)現(xiàn)實情況做出的判斷是相符合的。外商直接給我國經(jīng)濟發(fā)展帶來了充足的資本，先進的技術(shù)水平，進而提高了我國的就業(yè)水平。面板模型估計的結(jié)果表明在四面板水平上，外商直接投資對于進出口貿(mào)易是起促進作用的，但由于各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平不同，所以這種促進作用存在明顯的區(qū)域差異。相對于中、西部地區(qū)而言，東部地區(qū)吸收的外商直接投資對外商投資企業(yè)出口的促進作用更加明顯，而中、西部外商直接投資對貿(mào)易的促進作用沒有顯著差別。

參考文獻：

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[6]崔春華日本海外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟，1993（4）：17-20

[7]向鐵梅國際貿(mào)易與直接投資的關(guān)系及其中國情況的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究，2003（3）：14-19

[8]林鸞飛外商直接投資對出口貿(mào)易的影響研究[D].杭州：浙江工業(yè)大學(xué)，2012

[作者簡介]周玲（1993—），女，山西晉中人，在讀碩士研究生。研究方向：宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計分析；張媛（1995—），女，山西太原人，在讀碩士研究生。研究方向：計量模型與應(yīng)用。