中圖分類(lèi)號(hào)：F125. 4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

摘要：本文通過(guò)對(duì)協(xié)整檢驗(yàn)這一方法進(jìn)行運(yùn)用，通過(guò)分析外資企業(yè)數(shù)據(jù)、全國(guó)數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)國(guó)際貿(mào)易和FDI相互關(guān)系進(jìn)行了重新檢驗(yàn)。由此得出的結(jié)論表明，外資企業(yè)的國(guó)際貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系是長(zhǎng)期促進(jìn)式的，以全國(guó)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)國(guó)際貿(mào)易和FDI之間不能相互促進(jìn)。

關(guān)鍵詞：中國(guó)國(guó)際貿(mào)易；FDI；相互關(guān)系

最近幾年，不斷發(fā)展的國(guó)際貿(mào)易同不斷增長(zhǎng)的FDI之間存在著同步性以及相關(guān)性。一些學(xué)者開(kāi)始對(duì)這種同步性以及相關(guān)性進(jìn)行研究，可是，他們所進(jìn)行的這些研究對(duì)于中國(guó)國(guó)際貿(mào)易和 FDI之間外資企業(yè)所起到的作用沒(méi)有進(jìn)行充分考慮，偏離了“貿(mào)易投資一體化”這一內(nèi)涵。本文對(duì)中國(guó)國(guó)際貿(mào)易與FDI的長(zhǎng)期相互關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)研究。

一、文獻(xiàn)回顧及問(wèn)題提出

1957年，最早由Mundell提出了貿(mào)易與投資之間的關(guān)系。Mundell認(rèn)為具有相同生產(chǎn)函數(shù)的兩個(gè)國(guó)家，從O- H- S 定理出發(fā)，可以表明替代性存在于貿(mào)易和投資之間，也就是說(shuō)，貿(mào)易出現(xiàn)障礙會(huì)使資本流動(dòng)出現(xiàn)，而資本流動(dòng)出現(xiàn)障礙會(huì)使貿(mào)易發(fā)生。上世紀(jì)八十年代初期，Markuson 、Svensson進(jìn)一步分析了商品貿(mào)易同要素流動(dòng)之間所具有的關(guān)系，得出的結(jié)論表明，資本要素在進(jìn)行國(guó)際流動(dòng)或是直接投資時(shí)，替代性不存在于它同商品貿(mào)易之間，甚至在特定條件下，它們二者之間的關(guān)系是互補(bǔ)的。八十年代中期之后，，Bhagwati Dinopoulos等一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)貿(mào)易、投資間的關(guān)系從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度進(jìn)行了分析[1]。他們稱(chēng)那些目的在于對(duì)潛在的貿(mào)易保護(hù)威脅進(jìn)行化解而不是在于繞過(guò)關(guān)稅壁壘的投資為“補(bǔ)償投資”。

上世紀(jì)九十年代中后期，一些國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始就這一問(wèn)題進(jìn)行研究，江小涓發(fā)現(xiàn)，吸收進(jìn)來(lái)的外資會(huì)對(duì)我國(guó)的進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)造成影響，使生產(chǎn)型進(jìn)口替代了以往的消費(fèi)型進(jìn)口。岑永、邱小平通過(guò)運(yùn)用VAR模型對(duì)FDI影響對(duì)外貿(mào)易的規(guī)律進(jìn)行了分析，另外還有其他學(xué)者借助回歸分析法以及格蘭杰檢驗(yàn)等分析手段，說(shuō)明貿(mào)易發(fā)展受到FDI推動(dòng)。

上述研究給今后進(jìn)行國(guó)際貿(mào)易與FDI之間相互關(guān)系的探討提供了很大幫助，它們不但對(duì)于多種經(jīng)濟(jì)條件下的理論進(jìn)行提出，而且對(duì)于相關(guān)理論所表達(dá)的內(nèi)容進(jìn)行了驗(yàn)證?？墒且灿幸恍﹩?wèn)題存在于這些研究中，首先，這些研究都是將某個(gè)國(guó)家、某個(gè)地區(qū)、歷年的進(jìn)、出口總額和作為數(shù)據(jù)樣本，沒(méi)有單獨(dú)列出并分析外資企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，這么做是對(duì)“貿(mào)易投資一體化”內(nèi)涵的違背，對(duì)于實(shí)證分析結(jié)果沒(méi)有在內(nèi)在機(jī)制上進(jìn)行解釋。其次，單純分析了國(guó)際貿(mào)易、FDI間的短期相互關(guān)系，而沒(méi)有對(duì)他們之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行研究。再次，在進(jìn)行分析時(shí)，采用的多是當(dāng)年的流量數(shù)據(jù)，對(duì)于前期的FDI對(duì)之后各期國(guó)際貿(mào)易造成的持續(xù)影響予以忽略[2]。針對(duì)上述問(wèn)題，本文通過(guò)對(duì)協(xié)整性檢驗(yàn)進(jìn)行運(yùn)用來(lái)重新檢驗(yàn)我國(guó)國(guó)際貿(mào)易與FDI之間的相互關(guān)系。

二、模型、方法

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列非平穩(wěn)是由單位根的存在來(lái)表現(xiàn)的，因此可以通過(guò)對(duì)單位根進(jìn)行檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)平穩(wěn)性。PP法、DF法和ADF法是單位根檢驗(yàn)的幾種方法，本文通過(guò)運(yùn)用ADF法來(lái)對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以下是所建立的回歸模型：

ΔXt=α+β·t+γ·Xt-1+∑pi=1θi·ΔXt-i+εt（1）

在這之中，Xt-Xt-1是△Xt，常數(shù)是A，趨勢(shì)項(xiàng)是t，最佳滯后期數(shù)是p，隨機(jī)誤差項(xiàng)是εt.

①H0：γ=0

②H1：γ<0

現(xiàn)作如下假設(shè)檢驗(yàn)：

r=0時(shí)，說(shuō)明單位根存在于Xt中，證明該時(shí)間序列不平穩(wěn)；r明顯小于0時(shí)，說(shuō)明單位根沒(méi)有存在于Xt中，所以此時(shí)間序列具有平穩(wěn)性。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

針對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)分為具體兩個(gè)步驟：首先，通過(guò)運(yùn)用OLS來(lái)估計(jì)回歸方程。

然后，對(duì)回歸方程的殘差et是否平穩(wěn)進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)et為非平穩(wěn)的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)也就是對(duì)Xt和Yt不可協(xié)整的假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文中，因?yàn)闀r(shí)間滯后會(huì)對(duì)FDI與進(jìn)、出口之間的數(shù)量協(xié)整關(guān)系造成影響，而且這也將會(huì)使得后期經(jīng)濟(jì)活動(dòng)受到存量數(shù)據(jù)影響，所以將上面的協(xié)整回歸方程作為基礎(chǔ)建立了下面具有一年滯后期的回歸模型：

LnMt=α1+β1·LnFDIst-1+εt1（3）

LnEXt=α2+β2·LnFDIst-1+εt2（4）

LnFDIt=α3+β3·LnFDIst-1+εt3（5）

LnFDt=α4+β4·LnFDIst-1+εt4（6）

其中，t時(shí)期進(jìn)、出口額的自然對(duì)數(shù)分別由LnMt、LnEXt表示，t時(shí)期實(shí)際外商直接額的自然對(duì)數(shù)是LnFDIt，t-1時(shí)期進(jìn)、出口額的自然對(duì)數(shù)分別為L(zhǎng)nMt-1、LnEXt-1，t-1時(shí)期外商的直接投資存量所具有的自然對(duì)數(shù)表現(xiàn)為L(zhǎng)nFDIt-1，常數(shù)項(xiàng)分別為A1、A2、A3、A4，隨機(jī)誤差項(xiàng)分別為εt1、εt2、εt3、εt4。

與此相似，構(gòu)建的有關(guān)國(guó)際貿(mào)易和FDI之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的協(xié)整回歸方程如下：

Ln（M+EX）pt=α5+β6·LnFDIpt+εt5（7）

Ln（M+EX）st=α6+β6·LnFDIst+εt6（8）

LnFDIpt=α7+β7·Ln（M+EX）pt+εt7（9）

LnFDIpt=α7+β7·Ln（M+EX）pt+εt7（10）

其中，t時(shí)期第一、第二產(chǎn)業(yè)的進(jìn)出口總額的自然對(duì)數(shù)分別由Ln（M+EX）pt、Ln（M+EX）st表示，t時(shí)期內(nèi)第一、第二產(chǎn)業(yè)外商直接投資合同額的自然對(duì)數(shù)由，LnFDIpt、LnFDIst表示，常數(shù)項(xiàng)分別是A5、A6、A7、A8，隨機(jī)誤差項(xiàng)是εt5、εt6、εt7、εt8。

（三）格蘭杰檢驗(yàn)

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)所遵循的基本思想為：Y如果因?yàn)閄的變化而出現(xiàn)變化，那么X應(yīng)該先于Y發(fā)生變化。需要注意的是，只有滿足下述兩個(gè)條件，方能說(shuō)X是導(dǎo)致Y變化的原因。其一，X對(duì)于預(yù)測(cè)Y十分有幫助。其二，X不能借助Y來(lái)預(yù)測(cè)，原因是如果X、Y雙方都有助于對(duì)方的預(yù)測(cè)，就可能會(huì)有一個(gè)或多個(gè)其他變量的存在，這些變量有可能是引起X、Y變化的共同原因。

本文通過(guò)對(duì)以下兩個(gè)模型進(jìn)行構(gòu)造，來(lái)檢驗(yàn)Xt是否為Yt的原因。

無(wú)限制條件回歸：

Yt=C1+∑pi=1αi·Yt-i+∑qj=1βj·Xt-j+ε1t（11）

有限制條件回歸：

Yt=C2+∑pi=1αi·Yt-i+ε2t（12）

其中，Y、X的任意滯后期分別為p和q。如果Bj（j=1，2，，，， q）同時(shí)明顯不為0，Y的變化則是由X所引起的，反過(guò)來(lái)也是這樣?，F(xiàn)在作如下假設(shè)：“Y不是由X所引起的”，然后回歸（11）和（12），這樣就得到回歸殘差平方RSSur與RSSr，從而對(duì)F統(tǒng)計(jì)量F=RSSr-RSSurq·RSSur/[T-（p+q）-1]進(jìn)行構(gòu)造。F對(duì)第一自由度為q，第二自由度為T(mén)-（p+q）-1的分布予以服從，如果F的計(jì)算值大于所給定的顯著性水平臨界值，則Y是由X所引起的假設(shè)不成立。之后，對(duì)原假設(shè)“Y不是引起X的原因”進(jìn)行檢驗(yàn)，在對(duì)X與Y進(jìn)行交換的前提下做同樣的回歸設(shè)計(jì)[3]。如果兩個(gè)檢驗(yàn)的零假設(shè)通通得到推翻，就說(shuō)明雙向的因果關(guān)系存在于X、Y之間。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

雖然LnFDIt、LnMt和LnEXt的原序列都是不平穩(wěn)的，但是一階差分都達(dá)到了平穩(wěn)性的要求，見(jiàn)表2. △2LnFDIt和△2LnMt的ADF檢驗(yàn)值都在10%檢驗(yàn)水平的臨界值以下，ADF檢驗(yàn)值在5%檢驗(yàn)水平的臨界值以下，因此△2LnFDIt、△2LnEXt以及△2LnMt都是具有同階單整的平穩(wěn)序列。同理，LnFDIp、LnFDIs、Ln（M+EX）s以及Ln（M+EX）p都是非平穩(wěn)序列，可是它們的一階差分也對(duì)平穩(wěn)性的要求給與了滿足，也具有一階單整，見(jiàn)表3，這使得針對(duì)時(shí)間序列所進(jìn)行的協(xié)整檢驗(yàn)成為可能。