浅谈安徽省贸易投资一体化实证分析.doc

DOC格式论文，方便您的复制修改删减浅谈安徽省贸易投资一体化实证分析（作者:_单位: _邮码: _） 论文关键词:国际贸易外商直接投资(FDI)贸易投资一体化 论文摘要:80年代以来，安徽省国际贸易和利用外商直接投资(FDI)迅猛发展。该文利用协整检验(Co-integra-tionTest)和格兰杰因果关系检验的方法，运用安徽省1985-2008年数据检验了国际贸易与FDI之间的长期相互关系。实证结果表明:安徽省国际国际贸易与FDI之间的关系是贸易投资一体化。在此基础上，提出安徽省应该注重国际贸易投资政策的协同关系。 1、引言 贸易投资一体化是跨国公司为主导的国际贸易和FDI之间呈现出双向促进、互为高度融合、合为一体的经济现象，是跨国公司进行全球资源配置的直接结果。安徽省对外开放程度随着经济全球化日益提高，国际贸易和外商直接投资迅猛发展，根据安徽省统计年鉴各期资料，安徽省利用外商直接投资(FDI)从1985年的163万美元增加到2008年的34.9亿美元，同时出口贸易年出口额由1985年的3.07亿美元增加到2008年的113.5亿美元，进口贸易年进口额从1985年的1.23亿美元增加到2008年的90.8亿美元，(表1)国际贸易与国际直接投资发展具有明显的同步性和关联性(图1)。安徽省FDI与国际贸易之间是否存在一种长期稳定均衡的关系?是否存在长期的互为因果关系，即贸易投资一体化。本报告将通过安徽1985一2008年的样本数据，利用协整检验(C。一integrationTest)和格兰杰因果关系检验等方法进行实证分析来进行验证，并在此基础上提出安徽省贸易投资的政策建议。 2、文献综述 西方学者蒙代尔(R.AMundel1957)最先提出外商直接投资(FDI)与国际贸易之间存在替代关系的理论模型。其研究采用比较静态分析方法，结果表明在存在国际贸易的壁垒会产生生产要素一国际资本的流动，而国际资本流动的障碍会产生国际贸易。当两个国家的资源察赋、技术水平相接近时，这种替代效应尤为明显。马库森(Markuson,1983)则认为蒙代尔关于要素流动与商品贸易替代性是在严格假设条件下得出的结论，如果放松假定，则会导致要素贸易和商品贸易之间的互补性。费农(Vernon,1966)则从动态角度阐述了FDI对贸易的替代效应。认为企业对外直接投资伴随产品生命周期运动而展开，是对企业出口贸易的替代。日本学者小岛清(K.Kojima.1978)运用比较优势原理，提出了FDI与国际贸易之间存在互补效应的边际产业扩张论，指出由于FDI是从投资国已经或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，可以在投资母国与东道国之间创造出新的贸易机会，从而扩大了国际贸易的规模总量。2对FDI与国际贸易关系的争论引发了大量的实证研究;Pain和1Vakelin(1998)对11个OECD国家1971一1992年的面板数据作回归分析，发现FDI流出会减少出口，而FDI流人会扩大出口;Zhang(2001)将中国分为高FDI、中FDI和低FDI进行研究表明，在高FDI的沿海地区，FDI与出口有显著的双向因果关系，在中FDI地区显示出口引起了FDI，而在低FDI地区声DI对于出口发展起决定作用。Liu(2001)采用中国和19个贸易伙伴1984-1998年贸易和投资的面板数据研究FDI和贸易的关系，进口增加引致了进口国的FDI，而FDI又引致了出口的增加。 3、国际贸易与FDI之间相互促进的内在机理 3.1国际贸易对外国直接投资的促进机理 3.1.1国际贸易通过国际分工的进一步发展促使以公司“内部需求导向型”的“引致对外直接投资”得以产生。由于公司内贸易额的发展为规模经济的发展提供了重要的前提条件，使得更为细化的国际分工在成本承受能力上成为可能，从而以国际分工为依托和条件、以公司内部需求为导向的对外直接投资得以发展。 3.1.2跨越国界的跨国公司内部贸易所获得的可观收益对后续的外国直接投资活动提供了持续激励。 3.1.3产成品贸易所隐含的未来乐观预期和实现的企业利润目标刺激了外国直接投资的产生和增力口。 3.2外国直接投资对国际贸易的促进机理 3.2.1国际分工的细化、深度发展通过扩展企业在地理和空间上的原有边界来利用原本无法利用的资源，以实现其发展贸易的功能。 3.2.2跨国公司的内部贸易对“外国直接投资促进国际贸易”提出了主观要求，即跨国公司要想通过内部贸易的方式降低成本、增加利润必须以对外直接投资为基础和前提。 3.2.3基于东道国市场需求增长趋势的外国直接投资日益增加，并直接导致产品贸易的发展。 4、实证分析 为了从定量角度考察安徽省国际贸易与FDI之间的关系，本文选取了安徽省1985一2008年期间的年度数据，采用协整检验(Co一integrationTest)和格兰杰因果关系检验来进行实证分析。FDI是各年度实际利用外商直接投资额,EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。由于取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，本文对各序列进行自然对数变换，变换后各变量分别为LNFDI,LNEX,LNIM。 4.1单位根检验 在时间序列分析中为避免谬误回归现象而导致结论无效，因此应首先对各变量进行平稳性检验。单位根的存在即为时间序列非平稳的表现形式，所以平稳性检验可以转化为对单位根的检验。进行单位根检验的方法主要包括PP法、DF法和ADF法三种，本文采用ADF(Augm,entedDickey一Fuller)法检验变量的平稳性，从而对时间序列X，建立如下回归模型: 其中，a为常数，t为趋势项，P为最佳滞后期数，为随机误差项。 现作如下假设检验: 当y=0时，则说明X存在单位根，从而该时间序列是非平稳的;当y显著小于0 时，则说明X，不存在单位根，因而该时间序列是平稳的。若时间序列是非平稳的，则必须对其差分进行平稳性检验，直至n阶平稳，此时的时间序列被称为n阶单整，记为，I(n)。采用ADF检验方法对变量LNFDI,LNEX,LNIM进行单位根检验，检验结果见表2： 由表2可知，LNEX,LNIM,LNFDI均为非平稳序列，而它们的一阶差分LNEX,pLNIM,pLNFDI均为平稳序列。由此可知，LNEX,LNIM,LNFDI均为I(1)单整序列。 4.2协整关系检验 如果若干个服从单位根过程的变量的某一线性组合是平稳的，则称这一稳定线性组合为协整关系，协整分析描述了这些变量之间的长期稳定关系。协整关系的检验主要有两种方法:一是最典型的Eagle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的E两步法，但它通常只能检验两个变量之间的协整关系;二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系统进行极大似然估计检验，它可用于检验多个变量，同时求出它们之间的若干种协整关系。本文采用第二种方法。 首先，建立VAR模型:Yt=。 其中，Yt为LNEX,LNIM和LNFDI所构成的列向量、A为系数矩阵、C为截距项、为随机误差矩阵、t表时期、i表滞后期、k表示最大滞后阶数。本文对最优滞后阶数的选取是基于无约束的VAR模型的残差分析来确定的，即根据AIC,SC准则来确定。 其次Johansen协整关系检验。本文使用Eviews6.1软件进行处理，结果如表3和表4; 4.3格兰杰因果关系检验 从协整检验的结果，国际贸易与FDI之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系还需进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果关系检验的基本思想是如果X的变化引起Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前。特别地说“X是引起Y变化的原因”则必须满足两个条件:第一X应该有助于预测Y，即在Y关于Y的过去值的回归中，添加X的过去值作为独立变量应当显著地增加回归的解释能力。第二，Y不应当有助于预测X，其原因是如果X有助于预测Y,Y也有助于预测X，则很可能存在一个或几个其他的变量，它们既是引起X变化的原因，也是引起Y变化的原因。 现考虑两个时间序列，要检验是否为的原因，可以构造以下两个回归模型。 有限制条件回归: 其中，P和q分别是Y和X的滞后期，而且是任意的。如果同时显著地不为0，则X是引起Y变化的原因，反之亦然。现作假设=1,2，?，q)=0，即“X不是引起Y的原因”，再分别对上两公式进行回归，并得到回归的残差平方和，进而构造F统计量:F。F服从第一自由度为q，第二自由度为T一（pq）1的分布，若F的计算值比给定显著性水平的临界值大，则拒绝Ho原假设，即X是引起Y的原因。然后检验”Y不是引起X的原因”的原假设，做同样的回归估计，但是交换X与Y。若两个检验的零假设均被推翻，则表明X与Y之间存在双向因果关系。本文将以安徽省1985一2008年的数据为分析样本，对FDI与进口、出口之间的因果性关系进行格兰杰检验。同样考虑滞后期的问题，并取滞后期为1年。 5、结论与安徽省贸易投资政策建议 5.1结论 本论文通过运用协整检验和格兰杰因果关系检验实证分析了安徽省FDI与国际贸易之间的关系，结果表明FDI和国际贸易存在长期的互为因果关系，即贸易投资一体化。 5.2政策建议 东道国政府在制定国际