進(jìn)口與FDI對我國國內(nèi)產(chǎn)出水平影響的實證分析

徐進(jìn)亮，鄭振儒

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，北京 100029）

進(jìn)口與FDI對我國國內(nèi)產(chǎn)出水平影響的實證分析

徐進(jìn)亮，鄭振儒

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，北京 100029）

長期以來巨額貿(mào)易順差所積累的龐大外匯儲備，既惡化了我國的出口貿(mào)易環(huán)境，也帶來了人民幣升值的巨大壓力。為此，文章旨在構(gòu)建計量經(jīng)濟模型，驗證并比較我國進(jìn)口、實際使用外商直接投資與產(chǎn)出水平三者之間的因果關(guān)系和作用大小，由此得到進(jìn)口對于經(jīng)濟增長的拉動作用實際上大于外商直接投資的結(jié)論，以此消除將進(jìn)口視作經(jīng)濟增長“漏口”的錯誤認(rèn)識，并在此基礎(chǔ)上獨創(chuàng)性地提出我國應(yīng)修改進(jìn)口完稅價格的建議。

進(jìn)口；FDI；國內(nèi)產(chǎn)出；實證分析；政策建議

0 引言

長期以來國內(nèi)有一種普遍觀點，將國內(nèi)投資、本國消費和出口視作拉動GDP增長的“三駕馬車”，由此認(rèn)為貿(mào)易順差總比逆差好，進(jìn)口是GDP增長的“漏口”！基于這種認(rèn)識，中國長期奉行的是以“出口導(dǎo)向”為中心的外向型經(jīng)濟。據(jù)世界貿(mào)易組織（WTO）公布的數(shù)據(jù)，2009年中國出口占全球出口比重由前年的8.9%提高到9.6%，已經(jīng)超過德國成為世界第一出口大國。但與此同時我們也要看到，中國長期以來巨額貿(mào)易順差所帶來的龐大外匯儲備，既惡化了我國的出口貿(mào)易環(huán)境，也帶來了人民幣升值的巨大壓力。因此，如何正確看待進(jìn)口的作用就成為制訂相關(guān)政策的重要前提！是繼續(xù)固守“出口導(dǎo)向”的外向型經(jīng)濟，還是盡快建立“進(jìn)出口兼顧”的開放型經(jīng)濟，是我們必須面對的戰(zhàn)略選擇。

為此，本文將構(gòu)建計量模型，通過選取我國1985～2009年的進(jìn)口額、FDI實際使用金額及產(chǎn)出水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，進(jìn)行回歸分析，借以驗證并比較三者之間的關(guān)系與作用大小。

1 模型的建立

本文建立的模型為：

其中GDPt表示當(dāng)年的產(chǎn)出水平，IMPt和ACTFDIt分別表示當(dāng)年的進(jìn)口額以及FDI實際使用金額，為便于比較，選擇變量的自然對數(shù)形式是本模型的一個優(yōu)點，因為這既不會改變變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，而且還能有效消除數(shù)據(jù)的異方差性。b1,b2分別表示產(chǎn)出的進(jìn)口彈性系數(shù)①指實際進(jìn)口額每增加1%，產(chǎn)出增加的比例。和FDI彈性系數(shù)②指FDI實際使用金額每增加1%，產(chǎn)出增加的比例。。該模型用于測量進(jìn)口和FDI對于經(jīng)濟增長的影響力度，并可以通過b1和b2的數(shù)值大小來比較兩者作用的強弱。

本文所使用的數(shù)據(jù)包括1985～2009年的歷年GDP、進(jìn)口額和FDI實際使用金額（見表1），其中GDP數(shù)據(jù)和進(jìn)口額數(shù)據(jù)整理自國家統(tǒng)計局發(fā)布的歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，F(xiàn)DI實際使用金額數(shù)據(jù)來自國家外匯管理局的相關(guān)統(tǒng)計資料。進(jìn)口額和FDI實際使用金額均經(jīng)當(dāng)年人民幣平均匯率折算，所有數(shù)據(jù)均以億元人民幣為單位。

表1 1985～2009年的GDP、進(jìn)口額和FDI實際使用金額

圖1 變量ln(GDPt)、ln(IMPt)和ln(ACTFDIt)的對數(shù)時間趨勢圖

表2 各變量ADF單位根檢驗結(jié)果

表3 殘差序列ADF單位根檢驗結(jié)果

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

為更加直觀地顯示 ln(GDPt)、ln(IMPt)和 ln(ACTFDIt)這三個變量之間的共同趨勢，將三者的時間序列置于同一坐標(biāo)系圖1中。由圖1可見，除1992～1994年因匯率制度改革而引起的以人民幣表示的FDI實際使用金額異常外，三個變量間的時間趨勢較為一致。

2 模型的驗證

2.1 時間序列平穩(wěn)性檢驗

由于本文所使用的統(tǒng)計數(shù)據(jù)屬時間序列數(shù)據(jù)，為了確保時間序列數(shù)據(jù)不因非平穩(wěn)而產(chǎn)生的“偽回歸”現(xiàn)象，應(yīng)首先對各變量的數(shù)據(jù)列進(jìn)行平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗。本文所使用的檢驗方法為ADF單位根檢驗法，使用Eviews 5.0對變量ln(GDP)、ln(IMP)和 ln(ACTFDI)進(jìn)行 ADF單位根平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。

分析表2的結(jié)果可知，在1%的置信水平下，ln(GDPt)、ln(IMPt)和ln(ACTFDIt)的水平形式和一階差分形式都是非平穩(wěn)，但三個變量的二階差分形式都變得平穩(wěn)，也就是說三者同為二階單整序列。因此，三者之間可能存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗

本文采用Engle和Granger提出的E-G兩步法來檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。E-G兩步法認(rèn)為在對兩個或多個時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗時，首先應(yīng)檢驗各個序列的平穩(wěn)性，如果是同階的，就可以用普通最小二乘法進(jìn)行回歸，然后再檢驗殘差序列的平穩(wěn)性。如果殘差序列也是平穩(wěn)的，則原序列間就存在協(xié)整關(guān)系。由上文可知，變量ln(GDPt)、ln(IMPt)和ln(ACTFDIt)同為二階單整序列，因此先考慮原模型的殘差序列：

首先對該方程使用最小二乘法進(jìn)行線性回歸，得到殘差序列vt，對vt進(jìn)行水平形式和滯后階數(shù)為3的ADF平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表3所示。

由表3檢驗結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，序列vt是平穩(wěn)的。 也就是說，變量ln(GDPt)、ln(IMPt)和ln(ACTFDIt)之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了檢驗變量 ln(GDPt)、ln(IMPt)與ln(ACTFDIt)之間是否存在穩(wěn)定的因果關(guān)系，需要對三者進(jìn)行滯后階數(shù)為2階的格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表4所示。

由表4結(jié)果得知，在5%的顯著性水平下，變量ln(IMP)和 ln(ACTFDI)是 ln(GDP)的格蘭杰原因，而 ln(GDP)不是 ln(IMP)和ln(ACTFDI)的格蘭杰原因。也就是說，變量ln(IMP)、ln(ACTFDI)與ln(GDP)之間存在單向因果關(guān)系。

2.4 參數(shù)估算與解釋

由上述分析結(jié)果得知，變量ln(GDPt)、ln(IMPt)與ln(ACTFDIt)之間經(jīng)二階差分后存在協(xié)整關(guān)系，并且三者之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。將GDP、IMP和ACTFDI的1985～2009年間的相關(guān)數(shù)據(jù)帶入模型，使用Eviews5.0回歸計算得出：

調(diào)整后R2=0.987 tln(IMP)=13.85 tln(ACTFDI)=2.677

該模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度為98.7%，說明變量ln(IMPt)和ln(ACTFDIt)對 Ln（GDPt）的整體解釋能力較高。 ln(IMP)的系數(shù)b1的估算值為0.696，對應(yīng)的t統(tǒng)計量為13.85，ln(ACTFDI)的系數(shù)b2的估算值為0.108，對應(yīng)的t統(tǒng)計量為2.677，各自的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過了檢驗,因而模型的估算結(jié)果具有較高的可信性。該模型估算出的b1值為0.696,其經(jīng)濟含義為1985～2009年間，進(jìn)口額平均每增加1%會引起GDP相應(yīng)增加0.696%；b2的估算值為0.108，其經(jīng)濟含義為1985～2009年間，實際利用FDI金額每增加1%，GDP會相應(yīng)增加0.108%。比較b1與b2的大小得知，b1約為b2的7倍。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

上述模型驗證的結(jié)果表明：以1985～2009年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為研究對象，進(jìn)口對于中國GDP增長的帶動作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于實際使用外商直接投資。筆者認(rèn)為其中一個重要原因，就是中國利用外資的質(zhì)量和水平不高。國家統(tǒng)計局相關(guān)資料顯示，自1978年以來，我國實際使用外商直接投資金額的大部分都集中在制造業(yè)，尤其是勞動密集型的加工工業(yè)領(lǐng)域。因此，今后應(yīng)從我國經(jīng)濟社會發(fā)展的實際情況出發(fā)，結(jié)合吸收外商直接投資、國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的新趨勢，重點鼓勵外資更多地投向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)、高端制造環(huán)節(jié)、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施，確保利用外資的質(zhì)量不斷提高。

就進(jìn)出口工作的側(cè)重力度而言，在中國加入WTO之前，我國主要實行的是重商主義思想指導(dǎo)下的“獎出限入”的外貿(mào)政策；加入WTO以后，我國在履行入世承諾的同時，大力推行的則是“出口導(dǎo)向”的外向型經(jīng)濟。進(jìn)口在相當(dāng)長的時間內(nèi)只是作為“以進(jìn)養(yǎng)出”、帶動出口和調(diào)劑商品余缺的手段，進(jìn)口對于經(jīng)濟增長的重要作用長期沒有得到應(yīng)有的重視乃至被忽視。基于以上的實證結(jié)果，為充分利用國際分工帶來的好處，我國現(xiàn)在應(yīng)該堅持出口和進(jìn)口協(xié)調(diào)發(fā)展，以加快“外向型經(jīng)濟”向“開放型經(jīng)濟”的轉(zhuǎn)軌步伐，更好地適應(yīng)根本性轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的需要。

3.2 建議

為使進(jìn)口成為帶動我國經(jīng)濟發(fā)展的“第四駕馬車”，我國首先應(yīng)該建立完善的國家商業(yè)緩沖儲備制度，增加進(jìn)口國內(nèi)短缺的石油、有色金屬、稀有金屬和土地密集型農(nóng)產(chǎn)品，以保證資源有效供給，規(guī)避市場風(fēng)險，平抑價格異常波動，確保國內(nèi)經(jīng)濟安全穩(wěn)定運行。這樣做，一方面有利于維護國家經(jīng)濟安全，另一方面也可以減少貿(mào)易順差，緩解與有關(guān)國家的貿(mào)易摩擦。其次，我國還應(yīng)重點擴大先進(jìn)技術(shù)設(shè)備、關(guān)鍵零部件和國內(nèi)緊缺物資的進(jìn)口。另外，我國還應(yīng)加緊清理修改目前一些不合理的限制進(jìn)口的政策法規(guī)，以提高貿(mào)易便利化水平。

[1]黃曉玲.外國直接投資與對外貿(mào)易的相互關(guān)系及其對工業(yè)化演進(jìn)的影響[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2001,(9).

[2]宋泓.進(jìn)口戰(zhàn)略調(diào)整新動[J].瞭望,2007,(51).

[3]姚枝仲.中國的進(jìn)口戰(zhàn)略調(diào)整[J].國際經(jīng)濟評論,2008,(3).

[4]Hadi Salehi Esfahani.Exports.Imports,and Economic Growth in Semi-industrialized Countries[J].Journal of Development Economics,1991,(1).

[5]Kanta Marwah,Akbar Tavakoli.The Effect of Foreign Capital and Imports on Economic Growth:Further Evidence from Four Asian Countries(1970-1998)[J].Journal of Asian Economics,2004,(4).

[6]Liu xiao hui,Burridge,Peter.Relationships between Economic Growth,Foreign Direct Investmentand Trade:Evidencefrom China[J].Taylor and Francis Journals Applied Economics,2002,(7).

F752.6

A

1002－6487（2011）02－0122-03

對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)“211工程”三期重點學(xué)科建設(shè)資助項目

徐進(jìn)亮（1968-），男，山東人，博士，副教授，研究方向：國際貿(mào)易政策與實務(wù)。

鄭振儒（1985-），男，江西人，碩士研究生，研究方向：國際貿(mào)易實務(wù)。

(責(zé)任編輯/浩 天)