摘 要：本文對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易與FDI之間皆存在長期穩(wěn)定的正相關(guān)均衡關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，本文還對(duì)變量之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，進(jìn)一步揭示二者之間的聯(lián)系。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易 FDI協(xié)整分析 格蘭杰檢驗(yàn)

一、問題的提出

我國自從改革開發(fā)以后，外商直接投資大量進(jìn)入，我國經(jīng)濟(jì)得到迅速發(fā)展，伴隨經(jīng)濟(jì)迅速騰飛的是中國日益增加的進(jìn)口貿(mào)易，中國進(jìn)口貿(mào)易額的大量增加和FDI之間是什么關(guān)系，他們之間有無穩(wěn)定的關(guān)系，在農(nóng)業(yè)方面的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易和農(nóng)業(yè)方面的FDI之間的關(guān)系是怎么樣的，本文希望通過應(yīng)用以下的分析來解決這個(gè)問題，并對(duì)中國的外貿(mào)政策有一定的借鑒作用。

二、應(yīng)用的數(shù)據(jù)和方法

(一)單位根檢驗(yàn)

由于本文采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如果時(shí)間序列(或變量)是非平穩(wěn)的，即含有單位根，那么傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法將失效。因此，需要對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，也即單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗(yàn)法、ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)檢驗(yàn)法和PP(Phillios-Perron)檢驗(yàn)法，本文使用ADF檢驗(yàn)法。ADF檢驗(yàn)法首先需要根據(jù)序列vt性質(zhì)的不同選擇用于檢驗(yàn)的方程，通常考慮如下三種形式：

其中v為差分算子，C為常數(shù)項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。ε_t殘差項(xiàng)(隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng))。為了對(duì)常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)及存在的單位根作檢驗(yàn)，可根據(jù)參數(shù)a，b，e是否為零的假設(shè)作出檢驗(yàn)。方程中加入p個(gè)滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)ε_t成為白噪聲序列即殘差滿足零均值、恒定方差和非自相關(guān)等經(jīng)典假定。本文中的最優(yōu)滯后長度p根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定，選擇AIC和SC為最小的滯后階數(shù)。在單位根檢驗(yàn)過程中，如果變量是非平穩(wěn)的，還需檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)到平穩(wěn)。則稱其為d階單整序列，記yI(d)。其中，d表示單整階數(shù)，是序列包含的單位根個(gè)數(shù)。所有變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的前提條件。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整(Co-integration)分析方法是近年來出現(xiàn)的處理非平穩(wěn)時(shí)間序列的有力工具，也是研究長期均衡關(guān)系的一種有效方法。這一方法的思路是，如果兩個(gè)(或兩個(gè)以上)的變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻可能是平穩(wěn)的，在這種情況下，我們稱各變量之間存在某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，這種協(xié)整關(guān)系的存在表明可以通過一個(gè)變量值的變化影響另一個(gè)變量值的變化。檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，可以使用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法(也稱EG潔)，多變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)則使用Johansen的極大似然法來檢驗(yàn)。本文用兩步法，即為了檢驗(yàn)兩變量y_t和x_t是否協(xié)整，如果序列y_t和x_t都是d階單整，就用OLS法對(duì)如下方程(也稱作協(xié)整回歸方程)進(jìn)行估計(jì)：

y_t=a+bX+ε_tt

然后檢驗(yàn)回歸方程的殘差ε_t是否平穩(wěn)，如果y_t和x_t不是協(xié)整的，則它們的任一線性組合都是非平穩(wěn)的，因此殘差ε_t將是非平穩(wěn)的。因此，我們檢驗(yàn)殘差ε_t是非平穩(wěn)的假設(shè)。也就是檢驗(yàn)y_t和ε_t不可協(xié)整的假設(shè)。殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)我們?nèi)匀徊捎们懊娴腁DF單位根檢驗(yàn)法。

(三)因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了考察兩個(gè)變量y_t和x_t之間是否存在因果關(guān)系，

三、計(jì)量檢驗(yàn)和結(jié)果分析

(一)樣本數(shù)據(jù)的描述性分析

1986—2006年，我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易額和農(nóng)業(yè)部門的FDI一直是處于上升階段，由圖可以看出，原數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，取完對(duì)數(shù)以后。數(shù)據(jù)還是不平穩(wěn)的，但是經(jīng)過一階差分后，由圖可以看出，新的數(shù)據(jù)系列沒有上升的趨勢(shì)。即完全平穩(wěn)，即農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易額和農(nóng)業(yè)部門FDI都是一階單整的。兩者之間存在一個(gè)穩(wěn)定的關(guān)系。

(二)計(jì)量檢驗(yàn)

首先運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示(見表1)，所有變量的水平序列在5％的顯著性水平上都不是平穩(wěn)的，都有一個(gè)單位根，而一階差分后都達(dá)到了平穩(wěn)，為一階單整變量，即都是I(1)序列。由于各變量的一階差分是平穩(wěn)的。滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件，因而進(jìn)一步對(duì)各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。用InlM表示Ininkou，以InIM被解釋變量，InFDI為解釋變量進(jìn)行回歸，然后對(duì)各自回歸的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，InIM與InFDI的回歸殘差項(xiàng)均在5％的顯著性水平是平穩(wěn)的。即我國貿(mào)易與外商直接投資投資之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

1 樣本數(shù)據(jù)的單方根檢驗(yàn)

由單位根檢驗(yàn)可以得出，原來的時(shí)間序列在10％的水平下都是不穩(wěn)定的，但是一階差分后，序列在5％的水平下是穩(wěn)定的，即使是在1％的顯著性水平下，也是平穩(wěn)的。即原來的時(shí)間序列都是一階單整的，他們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

2 樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

InlM=0.28531nFDI+4.157

(5.408) (30.7251)

R²=0.5722調(diào)整以后的R²=0.5497F=25.4101prob=0.0000

方程顯示：外商直接投資的系數(shù)為正，說明我國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易和外商直接投資之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)，InFDI之前的系數(shù)也說明，外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，進(jìn)口將增加0.2853個(gè)百分點(diǎn)。R²=0.5722調(diào)整以后的R²=0.5497說明回歸擬合得不是很完美，只是由一個(gè)簡(jiǎn)單的外商直接投資來解釋農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易是不夠的，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易的增加與許多的因素有關(guān)，比如中國經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，人們的生活水平提高，以及匯率的變化等等。F=25.4101pmb=0.0000，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于5％，因而整體擬合顯著。＝

3 樣本數(shù)據(jù)的因果檢驗(yàn)

由于格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的同可能會(huì)得到不一致的結(jié)果，因此，在檢驗(yàn)的過程中應(yīng)選取多個(gè)不同的滯期。若檢驗(yàn)的結(jié)果一致，則得出的結(jié)論較為可信。本文在檢驗(yàn)的過程中選取了3個(gè)不同的滯后期，分別是2、3、4，相對(duì)于自由度來說，滯后期已足夠長?？梢钥闯觯瑱z驗(yàn)結(jié)果較為一致，對(duì)外直接投資不是引起進(jìn)口變化的原因，而進(jìn)口卻是對(duì)外直接投資變化的原因。

四、結(jié)論和建議

1 通過我國農(nóng)業(yè)部門FDI與進(jìn)口貿(mào)易之間的彈性系數(shù)，我們可以看出，我國農(nóng)業(yè)部門的FDI對(duì)農(nóng)業(yè)進(jìn)口是加強(qiáng)作用，也就是說，外商直接投資每增加1個(gè)單位，進(jìn)口就會(huì)增加0.2853個(gè)單位。

2 InlM與lnFDI之間存在Granger單向因果關(guān)系，即進(jìn)口引起了投資的增加，可能的原因是跨國企業(yè)不僅僅滿足于農(nóng)產(chǎn)品出口，而且還希望利用中國這個(gè)世界工廠，對(duì)本國出口的初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行深加工。以實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品的增值；或者利用其品牌、專利等無形資產(chǎn)優(yōu)勢(shì)，就近占領(lǐng)中國市場(chǎng)，進(jìn)一步擴(kuò)大在中國的利益。但是，F(xiàn)DI不是進(jìn)口增加的原因，可能的原因是從1986-2006年的時(shí)間中，雖然這幾年我國的關(guān)稅進(jìn)行了很大的改變，但是多年來我國關(guān)稅等進(jìn)口管理政策仍在起主要作用：也可能是外商采取了補(bǔ)償性投資政策的結(jié)果。

3 通過對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易與FDI之間關(guān)系的實(shí)證分析，我們得出如下結(jié)論：雖然是農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易引起的農(nóng)業(yè)FDI大量進(jìn)入中國，但是從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度來看，F(xiàn)DI具有資本形成效應(yīng)、技術(shù)引進(jìn)和外溢效應(yīng)等積極影響，國家應(yīng)該大力引進(jìn)FDI來發(fā)展我國的經(jīng)濟(jì)。但是，我國農(nóng)業(yè)利用外資金額偏小，占總體利用外資的比例不過2％—3％左右，與我國整體利用FDI不成比例，且增長不大。因此，今后有必要加大我國農(nóng)業(yè)利用FDI的力度。