田文舉+賈天明

內(nèi)容摘要：本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)我國在1992—2011年期間外商直接投資流入（IFDI）和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了動(dòng)態(tài)研究。分析結(jié)果表明，外商直接投資流入對(duì)我國進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)向影響，但是隨著時(shí)間的推移會(huì)逐漸轉(zhuǎn)為正向影響；對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，雖有明顯的波動(dòng)性但是正向影響效果明顯。最后，文章在以上分析基礎(chǔ)上提出相應(yīng)政策建議。

關(guān)鍵詞：IFDI 進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)量和結(jié)構(gòu) 協(xié)整檢驗(yàn)

文獻(xiàn)回顧

自1992年起，流入中國的國家直接投資呈現(xiàn)明顯的持續(xù)增長態(tài)勢，聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議（貿(mào)發(fā)會(huì)議）于2012年發(fā)布的《全球投資趨勢預(yù)測》指出，中國繼2003年之后再次超過美國成為全球最大外國直接投資流入（inflowing foreign direct investment，IFDI）的目的地。與此同時(shí)，中國國際貿(mào)易也有迅速發(fā)展，兩者之間具有明顯的同步性和相關(guān)性，這引起學(xué)者們對(duì)兩者關(guān)系的探索。本文擬以“長期”作為時(shí)間跨度對(duì)中國的國際貿(mào)易和IFDI兩者之間的關(guān)系進(jìn)行重新檢驗(yàn)，研究國際貿(mào)易和IFDI在長期內(nèi)存在怎樣的相互關(guān)系；如果兩者之間存在顯著的一體化關(guān)系，這種關(guān)系體現(xiàn)在哪些方面。

關(guān)于IFDI與國際貿(mào)易關(guān)系的研究主要存在三種觀點(diǎn)，第一種觀點(diǎn)認(rèn)為IFDI與國際投資之間具有替代性，第二種觀點(diǎn)認(rèn)為兩者之間存在互補(bǔ)性，第三種觀點(diǎn)認(rèn)為兩者之間相互融合。蒙代爾（Mundell，1957）最早提出貿(mào)易與投資存在相互替代的理論，運(yùn)用簡單的兩個(gè)國家、兩種產(chǎn)品和兩種生產(chǎn)要素的標(biāo)準(zhǔn)國際貿(mào)易模型，假設(shè)存在國際貿(mào)易壁壘，廠商始終沿著特定的軌跡（即所謂的Rybczynski線）實(shí)施對(duì)外直接投資，得出的結(jié)論是：對(duì)外直接投資能夠在相對(duì)最佳的效率或最低生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)換成本的基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)對(duì)商品貿(mào)易的完全替代，而如果兩個(gè)國家的要素稟賦和技術(shù)水平相接近時(shí)，這種替代效應(yīng)會(huì)尤為明顯。關(guān)于IFDI與國際貿(mào)易關(guān)系之間存在互補(bǔ)性的理論，最有影響力的是日本學(xué)者小島清（1987）針對(duì)蒙代爾貿(mào)易與投資替代模型，提出的IFDI與國際貿(mào)易之間存在互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型，小島清認(rèn)為IFDI與國際貿(mào)易存在互補(bǔ)性，IFDI可以在母國與東道國之間創(chuàng)造出新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，從而會(huì)使兩個(gè)國家間的貿(mào)易規(guī)模變大，擴(kuò)大國際貿(mào)易的規(guī)模總量。國內(nèi)方面，邱斌（2006）對(duì)外資企業(yè)和全國整體狀況分別進(jìn)行了分析，結(jié)果表明外資企業(yè)的國際貿(mào)易與IFDI之間存在長期穩(wěn)定的相互促進(jìn)關(guān)系；鐘曉君（2009）運(yùn)用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，對(duì)我國FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了動(dòng)態(tài)研究，認(rèn)為IFDI對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易具有長期的促進(jìn)作用。IFDI與國際貿(mào)易具有相互融合關(guān)系，最早見于Patrie（1994）的研究，他根據(jù)激發(fā)直接投資的動(dòng)機(jī)不同，將直接投資劃分為三類：市場導(dǎo)向型直接投資、生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資、貿(mào)易促進(jìn)型直接投資，其中市場導(dǎo)向型直接投資可能可以替代貿(mào)易，而其他兩類可以促進(jìn)國際貿(mào)易的開展，激發(fā)直接投資的動(dòng)機(jī)不同，貿(mào)易與投資的關(guān)系也不同。

上述理論從不同角度分析了IFDI與國際貿(mào)易的不同關(guān)系，具有非常重要的理論價(jià)值。但是現(xiàn)有研究實(shí)際上大多存在四點(diǎn)不足：

第一，只是對(duì)國際貿(mào)易和IFDI短期關(guān)系進(jìn)行考察，未能將兩者之間的關(guān)系置于“長期”內(nèi)進(jìn)行探索，國際貿(mào)易和IFDI能否在一個(gè)較長時(shí)期內(nèi)構(gòu)成“貿(mào)易投資一體化”的關(guān)系不得而知；第二，關(guān)于IFDI對(duì)國際貿(mào)易的影響分析大多采用了當(dāng)年的流量數(shù)據(jù)，忽略了前期（t）IFDI對(duì)以后各期 （ t + 1，t + 2，…）國際貿(mào)易的持續(xù)影響，從而由此而產(chǎn)生的IFDI的存量數(shù)據(jù)對(duì)國際貿(mào)易的影響未能反映在模型之中；第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)中，對(duì)新息沖擊所導(dǎo)致的內(nèi)生變量的目前值和未來值影響未做預(yù)測；第四，貿(mào)易投資的“一體化”不僅僅體現(xiàn)在國際貿(mào)易的數(shù)量和IFDI的數(shù)量關(guān)系上，而且還體現(xiàn)在國際貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和IFDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系上，但現(xiàn)有的研究均未對(duì)此做深入的分析?；谝陨涎芯康牟蛔愫腿毕?，文章擬將IFDI與國際貿(mào)易置于一個(gè)系統(tǒng)中，研究兩者之間的長期關(guān)系，以協(xié)整理論為基礎(chǔ)進(jìn)行建模，選取中國西部地區(qū)1992-2011年實(shí)際利用外國直接投資額、進(jìn)出口貿(mào)易額作為相關(guān)數(shù)據(jù)，予以實(shí)證檢驗(yàn)。

研究方法與數(shù)據(jù)

為了研究國際貿(mào)易與IFDI之間的長期關(guān)系，本文以協(xié)整理論為基礎(chǔ)進(jìn)行建模，采取傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和動(dòng)態(tài)測算。實(shí)證分析方法以協(xié)整檢驗(yàn)為基礎(chǔ)，說明變量之間是否存在一種長期均衡關(guān)系；之后，IFDI的單位變化如何通過其內(nèi)在聯(lián)系引起對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的擾動(dòng)，以及各變量對(duì)這些擾動(dòng)的綜合反應(yīng)，建立VAR模型對(duì)LnIFDI、LnEX、LnIM之間的關(guān)系作脈沖響應(yīng)分析，并最終確定各變量之間的長期關(guān)系。

文章選取1992-2011為樣本數(shù)據(jù)，以中國實(shí)際利用外商直接投資額及該地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易額作為實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)象，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。令PIFDI、SIFDI、EX、IM、（IM+EX）P、L（IM+EX）S分別代表全國外商直接投資流入、第一產(chǎn)業(yè)的FDI、第二產(chǎn)業(yè)的FDI、第一產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口、第二產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口、全國出口貿(mào)易和全國進(jìn)口貿(mào)易額，為盡可能消除時(shí)間序列對(duì)模型的影響，對(duì)變量取對(duì)數(shù)值，取對(duì)數(shù)值后的變量為LnPIFDI、LnSIFDI、Ln（IM+EX）P、Ln（IM+EX）S 。

實(shí)證分析結(jié)果

文章在進(jìn)行全國總進(jìn)口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析前，借助于計(jì)量軟件Eviews6.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，單位根檢驗(yàn)得出LnIFDI、LnIM、LnEX、LnPIFDI、LnSIFDI、Ln（IM+EX）P、Ln（IM+EX）S一階差分序列都是平穩(wěn)序列，并且取得一階單整，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件；通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)IFDI和出口是相關(guān)影響的，二者具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，第二產(chǎn)業(yè)國際貿(mào)易是引起第二產(chǎn)業(yè)IFDI的原因。endprint

（一）全國總進(jìn)口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進(jìn)口、出口、IFDI均是（1）序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)前提，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR模型，對(duì)序列進(jìn)行VAR模型估計(jì)，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表1所示。

由表1可知，有4個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)為2階，只有一個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)是1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為2階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)為1階。

（二） Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

考慮LTIFDI、LTIM、LTEX是否存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得到協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，三個(gè)原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明在0.05顯著水平下只有三個(gè)協(xié)整關(guān)系。

考慮到實(shí)際意義，本文選擇第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，建立向量誤差修正模型，對(duì)向量誤差修正模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，外商直接投資對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就是正效應(yīng)，并在第二期達(dá)到最大值0.271610，之后逐期遞減，正效應(yīng)減弱。LnIM對(duì)LnIFDI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊在第一期為0，在第四期負(fù)向影響最大，為-0.111505，之后負(fù)向影響逐漸減弱，并在第十期出現(xiàn)了正向效應(yīng)，說明外商直接投資對(duì)我國進(jìn)口貿(mào)易的影響開始階段是負(fù)向影響，隨著時(shí)間的推移會(huì)逐漸轉(zhuǎn)為正向影響。LnEX對(duì)LnIFDI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊呈現(xiàn)先上升后下降的正向效應(yīng)趨勢，且正向效果明顯，表明外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易有正向推動(dòng)作用。

結(jié)論與研究展望

本文在前人理論和實(shí)證的基礎(chǔ)上，運(yùn)用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)我國1992年以來外商直接投資流入和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長期關(guān)系進(jìn)行分析研究。經(jīng)以上分析，可以得出以下結(jié)論和政策建議。

由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對(duì)中國的進(jìn)口貿(mào)易為負(fù)效應(yīng)，但負(fù)效應(yīng)呈逐期遞減趨勢。這表明外商直接投資短期內(nèi)不利于我國進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面我國出口的是處于價(jià)值鏈低端的勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品，進(jìn)口的是處于價(jià)值鏈高端的技術(shù)密集型產(chǎn)品，引進(jìn)外資和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)使一些原本需要進(jìn)口的技術(shù)密集型產(chǎn)品現(xiàn)在可以由國內(nèi)企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)，因此產(chǎn)生了替代作用即進(jìn)口減少；另一方面可能是受國內(nèi)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響，引進(jìn)外資之前由于缺少資本導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小、成本較高，一些本國可以生產(chǎn)的產(chǎn)品由于成本而采取進(jìn)口，而外資進(jìn)入以后企業(yè)資本充足可以大規(guī)模生產(chǎn)，從而導(dǎo)致這些原本需要進(jìn)口的產(chǎn)品由國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)口減少。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡可以看到，IFDI對(duì)中國的出口貿(mào)易有著長期平穩(wěn)的正向效應(yīng)，即外資的流入促進(jìn)了東部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展。原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面，相比國內(nèi)企業(yè)，外資企業(yè)更了解國際市場動(dòng)態(tài)，加之擁有更先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和現(xiàn)代化營銷手段，單位時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)出更多且質(zhì)量更高的產(chǎn)品，使其產(chǎn)品在國際市場上更有競爭力，增大了在華外資企業(yè)產(chǎn)品的國際市場占有量和產(chǎn)品出口。另一方面，東部地區(qū)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在外資企業(yè)的沖擊下增強(qiáng)了競爭意識(shí)和危機(jī)意識(shí)，不斷提高自身的勞動(dòng)生產(chǎn)率以及自主創(chuàng)新能力，并且通過外資企業(yè)的技術(shù)外溢和知識(shí)轉(zhuǎn)移獲得先進(jìn)技術(shù)和管理理念，促進(jìn)了企業(yè)競爭力的提高和國際知名度的上升，從而擴(kuò)大了出口。

因此我們應(yīng)該進(jìn)一步為外資提供良好的投資環(huán)境，制定吸引外商投資的政策法規(guī)，利用IFDI促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)。

參考文獻(xiàn)

1.Mudell.R.A.，International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，47，1957

2.[日]小島清.對(duì)外貿(mào)易論[M].南開大學(xué)出版社，1987

3.A.Patrie.The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade[J].TransnationalCooperation，DEC，1994

4.邱斌，唐保慶，孫少勤.對(duì)中國國際貿(mào)易與FDI相互關(guān)系的重新檢驗(yàn)[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2006（4）

5.鐘曉君.外國直接投資與我國進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系研究—基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析[J].統(tǒng)計(jì)教育，2009（6）

6.高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint

（一）全國總進(jìn)口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進(jìn)口、出口、IFDI均是（1）序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)前提，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR模型，對(duì)序列進(jìn)行VAR模型估計(jì)，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表1所示。

由表1可知，有4個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)為2階，只有一個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)是1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為2階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)為1階。

（二） Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

考慮LTIFDI、LTIM、LTEX是否存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得到協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，三個(gè)原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明在0.05顯著水平下只有三個(gè)協(xié)整關(guān)系。

考慮到實(shí)際意義，本文選擇第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，建立向量誤差修正模型，對(duì)向量誤差修正模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，外商直接投資對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就是正效應(yīng)，并在第二期達(dá)到最大值0.271610，之后逐期遞減，正效應(yīng)減弱。LnIM對(duì)LnIFDI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊在第一期為0，在第四期負(fù)向影響最大，為-0.111505，之后負(fù)向影響逐漸減弱，并在第十期出現(xiàn)了正向效應(yīng)，說明外商直接投資對(duì)我國進(jìn)口貿(mào)易的影響開始階段是負(fù)向影響，隨著時(shí)間的推移會(huì)逐漸轉(zhuǎn)為正向影響。LnEX對(duì)LnIFDI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊呈現(xiàn)先上升后下降的正向效應(yīng)趨勢，且正向效果明顯，表明外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易有正向推動(dòng)作用。

結(jié)論與研究展望

本文在前人理論和實(shí)證的基礎(chǔ)上，運(yùn)用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)我國1992年以來外商直接投資流入和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長期關(guān)系進(jìn)行分析研究。經(jīng)以上分析，可以得出以下結(jié)論和政策建議。

由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對(duì)中國的進(jìn)口貿(mào)易為負(fù)效應(yīng)，但負(fù)效應(yīng)呈逐期遞減趨勢。這表明外商直接投資短期內(nèi)不利于我國進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面我國出口的是處于價(jià)值鏈低端的勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品，進(jìn)口的是處于價(jià)值鏈高端的技術(shù)密集型產(chǎn)品，引進(jìn)外資和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)使一些原本需要進(jìn)口的技術(shù)密集型產(chǎn)品現(xiàn)在可以由國內(nèi)企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)，因此產(chǎn)生了替代作用即進(jìn)口減少；另一方面可能是受國內(nèi)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響，引進(jìn)外資之前由于缺少資本導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小、成本較高，一些本國可以生產(chǎn)的產(chǎn)品由于成本而采取進(jìn)口，而外資進(jìn)入以后企業(yè)資本充足可以大規(guī)模生產(chǎn)，從而導(dǎo)致這些原本需要進(jìn)口的產(chǎn)品由國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)口減少。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡可以看到，IFDI對(duì)中國的出口貿(mào)易有著長期平穩(wěn)的正向效應(yīng)，即外資的流入促進(jìn)了東部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展。原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面，相比國內(nèi)企業(yè)，外資企業(yè)更了解國際市場動(dòng)態(tài)，加之擁有更先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和現(xiàn)代化營銷手段，單位時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)出更多且質(zhì)量更高的產(chǎn)品，使其產(chǎn)品在國際市場上更有競爭力，增大了在華外資企業(yè)產(chǎn)品的國際市場占有量和產(chǎn)品出口。另一方面，東部地區(qū)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在外資企業(yè)的沖擊下增強(qiáng)了競爭意識(shí)和危機(jī)意識(shí)，不斷提高自身的勞動(dòng)生產(chǎn)率以及自主創(chuàng)新能力，并且通過外資企業(yè)的技術(shù)外溢和知識(shí)轉(zhuǎn)移獲得先進(jìn)技術(shù)和管理理念，促進(jìn)了企業(yè)競爭力的提高和國際知名度的上升，從而擴(kuò)大了出口。

因此我們應(yīng)該進(jìn)一步為外資提供良好的投資環(huán)境，制定吸引外商投資的政策法規(guī)，利用IFDI促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)。

參考文獻(xiàn)

1.Mudell.R.A.，International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，47，1957

2.[日]小島清.對(duì)外貿(mào)易論[M].南開大學(xué)出版社，1987

3.A.Patrie.The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade[J].TransnationalCooperation，DEC，1994

4.邱斌，唐保慶，孫少勤.對(duì)中國國際貿(mào)易與FDI相互關(guān)系的重新檢驗(yàn)[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2006（4）

5.鐘曉君.外國直接投資與我國進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系研究—基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析[J].統(tǒng)計(jì)教育，2009（6）

6.高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint

（一）全國總進(jìn)口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進(jìn)口、出口、IFDI均是（1）序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)前提，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR模型，對(duì)序列進(jìn)行VAR模型估計(jì)，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表1所示。

由表1可知，有4個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)為2階，只有一個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)是1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為2階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)為1階。

（二） Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

考慮LTIFDI、LTIM、LTEX是否存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得到協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，三個(gè)原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明在0.05顯著水平下只有三個(gè)協(xié)整關(guān)系。

考慮到實(shí)際意義，本文選擇第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析，建立向量誤差修正模型，對(duì)向量誤差修正模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，外商直接投資對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就是正效應(yīng)，并在第二期達(dá)到最大值0.271610，之后逐期遞減，正效應(yīng)減弱。LnIM對(duì)LnIFDI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊在第一期為0，在第四期負(fù)向影響最大，為-0.111505，之后負(fù)向影響逐漸減弱，并在第十期出現(xiàn)了正向效應(yīng)，說明外商直接投資對(duì)我國進(jìn)口貿(mào)易的影響開始階段是負(fù)向影響，隨著時(shí)間的推移會(huì)逐漸轉(zhuǎn)為正向影響。LnEX對(duì)LnIFDI的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊呈現(xiàn)先上升后下降的正向效應(yīng)趨勢，且正向效果明顯，表明外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易有正向推動(dòng)作用。

結(jié)論與研究展望

本文在前人理論和實(shí)證的基礎(chǔ)上，運(yùn)用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)我國1992年以來外商直接投資流入和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長期關(guān)系進(jìn)行分析研究。經(jīng)以上分析，可以得出以下結(jié)論和政策建議。

由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對(duì)中國的進(jìn)口貿(mào)易為負(fù)效應(yīng)，但負(fù)效應(yīng)呈逐期遞減趨勢。這表明外商直接投資短期內(nèi)不利于我國進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面我國出口的是處于價(jià)值鏈低端的勞動(dòng)力密集型產(chǎn)品，進(jìn)口的是處于價(jià)值鏈高端的技術(shù)密集型產(chǎn)品，引進(jìn)外資和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)使一些原本需要進(jìn)口的技術(shù)密集型產(chǎn)品現(xiàn)在可以由國內(nèi)企業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)，因此產(chǎn)生了替代作用即進(jìn)口減少；另一方面可能是受國內(nèi)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響，引進(jìn)外資之前由于缺少資本導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小、成本較高，一些本國可以生產(chǎn)的產(chǎn)品由于成本而采取進(jìn)口，而外資進(jìn)入以后企業(yè)資本充足可以大規(guī)模生產(chǎn)，從而導(dǎo)致這些原本需要進(jìn)口的產(chǎn)品由國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)口減少。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡可以看到，IFDI對(duì)中國的出口貿(mào)易有著長期平穩(wěn)的正向效應(yīng)，即外資的流入促進(jìn)了東部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展。原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面，相比國內(nèi)企業(yè)，外資企業(yè)更了解國際市場動(dòng)態(tài)，加之擁有更先進(jìn)的科學(xué)技術(shù)和現(xiàn)代化營銷手段，單位時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)出更多且質(zhì)量更高的產(chǎn)品，使其產(chǎn)品在國際市場上更有競爭力，增大了在華外資企業(yè)產(chǎn)品的國際市場占有量和產(chǎn)品出口。另一方面，東部地區(qū)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在外資企業(yè)的沖擊下增強(qiáng)了競爭意識(shí)和危機(jī)意識(shí)，不斷提高自身的勞動(dòng)生產(chǎn)率以及自主創(chuàng)新能力，并且通過外資企業(yè)的技術(shù)外溢和知識(shí)轉(zhuǎn)移獲得先進(jìn)技術(shù)和管理理念，促進(jìn)了企業(yè)競爭力的提高和國際知名度的上升，從而擴(kuò)大了出口。

因此我們應(yīng)該進(jìn)一步為外資提供良好的投資環(huán)境，制定吸引外商投資的政策法規(guī)，利用IFDI促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)。

參考文獻(xiàn)

1.Mudell.R.A.，International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，47，1957

2.[日]小島清.對(duì)外貿(mào)易論[M].南開大學(xué)出版社，1987

3.A.Patrie.The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade[J].TransnationalCooperation，DEC，1994

4.邱斌，唐保慶，孫少勤.對(duì)中國國際貿(mào)易與FDI相互關(guān)系的重新檢驗(yàn)[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2006（4）

5.鐘曉君.外國直接投資與我國進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系研究—基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析[J].統(tǒng)計(jì)教育，2009（6）

6.高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint