物流基礎設施對吸引物流業(yè)FDI影響的實證研究

姜海燕,侯淑霞

(1.中央財經(jīng)大學商學院,北京 100081;2.內蒙古財經(jīng)學院商務學院,內蒙古 呼和浩特 010070)

一、引 言

隨著中國物流市場的開放,流入中國物流業(yè)的外商直接投資數(shù)量逐漸增加。根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù),對運輸、倉儲、郵政和電信業(yè)的外商直接投資實際使用額從1999年的15.51億美元增長到2009年的25.27億美元。一些世界著名的物流企業(yè) (如FedEx、UPS、DHL等)都已進入中國市場,并建立其物流網(wǎng)絡。對中國來說,物流業(yè)的直接投資一方面可以完善中國本身的物流網(wǎng)絡,有利于創(chuàng)建一個良好的投資硬環(huán)境,促進中國制造業(yè)的發(fā)展;另一方面,先進的技術以及成熟的管理流程有利于帶動中國本土物流企業(yè)的發(fā)展[1]。而物流基礎設施水平被很多學者 (Cheng&Kwan,2000;Markusen,2005;許羅丹,2003;張紅偉,2007等)認為在吸引外資中具有重要的作用,對物流業(yè)FDI的流入是否會產生影響?又會在多大程度上產生影響?本文嘗試對這些問題進行實證分析,揭示物流基礎設施水平對物流業(yè)吸收FDI的影響程度,為進一步提升吸引外資水平、促進我國物流業(yè)發(fā)展提供參考。

二、相關文獻回顧

目前,關于物流基礎設施與外商直接投資關系的研究主要集中在兩個方面。

(一)在影響外商直接投資的因素分析中涉及物流基礎設施的部分

由于使用方法和數(shù)據(jù)方面的原因,研究結論迥異。一種觀點認為基礎設施有利于FDI流入。Cheng&Kwan(2000)認為區(qū)域市場容量、基礎設施狀況以及優(yōu)惠政策對吸引FDI具有正面作用[2]。Zhang&K.H.J.Markusen(2005)闡述了最不發(fā)達國家吸引外資很少的原因在于這些國家缺少各種形式的基礎設施[3]。許羅丹和譚衛(wèi)紅 (2003)借助鄧寧的區(qū)位優(yōu)勢理論構建局部調整模型,分析了FDI的聚集效應,發(fā)現(xiàn)外商直接投資的聚集效應明顯,我國的經(jīng)濟水平、居民消費水平、基礎設施建設水平、市場容量對吸引FDI的影響顯著,特別是我國的基礎設施建設水平更為明顯[4]。張紅偉和陳偉國 (2007)根據(jù)大量統(tǒng)計數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟規(guī)模、政策優(yōu)惠、產業(yè)結構、開放水平、基礎設施、市場化程度等都對FDI的地區(qū)選擇產生了很大的影響[5]。羅妍 (2009)對中國物流業(yè)吸引FDI的影響因素進行了實證分析,表明GDP水平、制造業(yè)FDI水平及基礎設施水平與物流業(yè)FDI的流入不僅存在正向協(xié)整關系,而且變量之間的變化也存在因果關系[1]。

另一種觀點認為基礎設施與FDI流入無關。樸商天 (2004)對外商投資選址的影響因素進行探討后發(fā)現(xiàn),對外開放度、市場規(guī)模、鼓勵政策與外商投資呈顯著正相關,而基礎設施和集聚化程度與外商投資呈較弱的正相關,這表明外商投資選址時對這兩方面關注較少[6]。吳先華和胡漢輝(2005)研究了交通設施、金融深化、制度變遷及人力資本與FDI之間的關系,認為FDI的流入與基礎設施的改善、金融深化、人力素質的提高等因素關系不大,并與制度的變遷存在著相互的引致關系[7]。

(二)單獨就物流基礎設施建設與FDI流入關系的實證研究

靳濤 (2006)針對基礎設施投資與外國直接投資之間的相關性進行了協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗。結果發(fā)現(xiàn),二者之間不僅存在協(xié)整關系,還存在單向的格蘭杰因果關系,即FDI是帶動基礎設施投資的格蘭杰原因,而基礎設施投資并不是引致FDI增加的格蘭杰原因[8]。劉鐵勝 (2006)根據(jù)我國東南沿海地區(qū)與中西部地區(qū)吸引外商直接投資的差距,從物流基礎設施的角度解釋了這些差距,認為物流基礎設施對一個地區(qū)吸引外商直接投資有著重要的促進作用[9]。

回顧以往的相關文獻我們發(fā)現(xiàn),絕大多數(shù)研究都是把物流基礎設施作為一個影響因素來考察其對FDI是否產生影響,而單獨就物流基礎設施與FDI流入關系的研究則很少,至于物流基礎設施對物流業(yè)FDI流入影響的研究就更少?；谇叭说难芯砍晒?本文試圖利用時間序列數(shù)據(jù),運用協(xié)整分析、Granger因果關系檢驗和VAR模型分析等方法,針對我國物流基礎設施水平對吸引物流業(yè)FDI的影響進行實證分析。

三、實證研究分析

(一)變量的選取和數(shù)據(jù)來源

考慮到中國物流產業(yè)真正得到快速發(fā)展是在1996年左右,加上數(shù)據(jù)收集的可得性,本文選取了1997-2009年的樣本。為更好地反映物流業(yè)吸收FDI的實際情況,本文選用物流業(yè)外商直接投資實際使用金額 (用LFDI表示)。而對物流基礎設施的衡量,由于沒有準確的物流產業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù),考慮到交通運輸基礎設施是物流基礎設施的重要組成部分,其衡量指標又具有可得性,故本文選取能夠反映交通運輸基礎設施水平的典型指標——物流網(wǎng)絡里程數(shù)代表我國物流業(yè)基礎設施建設水平(用LONG表示)。關于物流網(wǎng)絡里程的度量理論上應該是現(xiàn)存五種運輸方式按實現(xiàn)的價值增加額計算的加權和,但限于數(shù)據(jù)的可得性和有效性,本文以五種運輸方式的里程數(shù) (鐵路營業(yè)里程、公路里程、內河航道里程、民航航線里程、管道輸油/氣里程)簡單加總后的總和來度量。選取的樣本數(shù)據(jù)均來源于歷年的 《中國統(tǒng)計年鑒》,為避免統(tǒng)計口徑不一致可能產生的問題以及削弱多重共線性、異方差、非穩(wěn)態(tài)性等問題,在檢驗過程中對兩個指標序列均采取自然對數(shù)形式 (即LNLFDI、LNLONG)。

(二)單位根檢驗

為避免非平穩(wěn)時間序列進行傳統(tǒng)最小二乘法回歸分析時產生的 “偽回歸”問題,我們先對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。借助Eviews5.1軟件,運用ADF檢驗法,通過查驗DF檢驗式中常數(shù)項和趨勢項的顯著性水平來確定是否應該包括截距項和趨勢項,基于最小信息準則 (AIC和SC)確定滯后階p(如表1所示)。

表1 單位根檢驗

從表1的檢驗結果可知,原來的時間序列數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下均無法拒絕原假設。經(jīng)一階差分后,LNLFDI序列在5%的顯著性水平下接受原假設,LNLONG序列在10%的顯著性水平下接受原假設。兩個序列經(jīng)一階差分后都變成平穩(wěn)序列,滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

(三)協(xié)整檢驗

本文采用Engle和Granger在1987年提出的EG兩步法進行檢驗。以LNLFDI為因變量、LNLONG為自變量進行回歸分析,得到殘差序列并對其進行平穩(wěn)性檢驗 (如表2所示)。

表2 殘差序列的檢驗結果

由表2可以看出,殘差序列的ADF值-2.600小于5%顯著水平下的臨界值-1.982,因此可以認為殘差序列是平穩(wěn)序列,表明LNLFDI和LNLONG之間存在長期協(xié)整關系。

(四)向量自回歸模型

本文對LNLFDI和LNLONG建立向量自回歸模型[10],試圖揭示兩個變量與其滯后變量之間的關系,進而解釋各種沖擊對經(jīng)濟變量造成的影響。在建立模型之前,首先需要確定模型的最優(yōu)滯后期。考慮到本文數(shù)據(jù)規(guī)模較小,VAR模型滯后期過大會導致自由度減小,直接影響模型參數(shù)估計量的有效性,因而將最大滯后期設定為3。對不同滯后期統(tǒng)計得出AIC和SC等檢驗標準值 (如表3所示)。

表3 VAR最佳滯后階數(shù)檢驗結果

觀察表3發(fā)現(xiàn),有四個標準選擇滯后階數(shù)為1,有一個標準選擇滯后階數(shù)為3。綜合比較后本文確定VAR模型的最佳滯后期為1,由此可得到VAR(1)模型 (如表4所示)。

表4 向量自回歸估計

從VAR模型輸出的結果來看,兩個方程修正后的擬合優(yōu)度分別達到93.5%和74.4%,擬合效果較好。為進一步檢驗VAR(1)模型的穩(wěn)定性,我們計算了其差分方程的特征根,結果顯示所有特征根都位于單位圓以內,因而VAR(1)模型是穩(wěn)定的。

(五)Granger因果關系檢驗

通過協(xié)整分析我們發(fā)現(xiàn),物流基礎設施水平與物流業(yè)外商直接投資之間存在長期協(xié)整關系,但這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。本文采用Granger因果檢驗的方法進行分析。因VAR模型的最優(yōu)滯后期為1,故Granger因果關系檢驗時滯后期也選擇1(如表5所示)。

表5 Granger因果關系檢驗結果

由表5可知,當滯后期為1時,在90%的置信水平上可以認為LNLONG是LNLFDI的格蘭杰原因,但LNLFDI不是LNLONG的格蘭杰原因。因此,格蘭杰因果關系檢驗表明,物流業(yè)基礎設施建設水平直接影響到物流業(yè)FDI的流入,但物流業(yè)FDI的流入并不導致我國物流網(wǎng)絡里程的改變。

(六)物流基礎設施對物流業(yè)外商直接投資影響的動態(tài)分析

為進一步揭示物流基礎設施對物流業(yè)吸引FDI影響的動態(tài)變化情況,本文利用脈沖響應函數(shù),通過給物流網(wǎng)絡里程一個正的單位大小的沖擊,得到關于物流業(yè)FDI流入的脈沖響應函數(shù)圖 (如圖1所示)。

由圖1可以看出,LNLONG受到一個正向沖擊后,從第1期開始就會對LNLFDI產生正向沖擊,說明物流基礎設施水平的提高對物流業(yè)FDI的流入有著積極的影響,并且這個影響逐漸增大,在第6期時達到最大,之后逐漸減弱并趨于平緩。這說明物流網(wǎng)絡里程受到外部影響發(fā)生變化后,會持續(xù)對物流業(yè)FDI產生同向影響,并且這種影響會隨著時間推移先增后減。圖1中正負兩倍標準差偏離帶比較寬,說明隨著時間的推移,LNLONG受到?jīng)_擊所引起LNLFDI的響應誤差也在不斷增大。

(七)物流基礎設施對物流業(yè)外商直接投資影響的定量分析

方差分析通過分析每一種沖擊對內生變量變化的貢獻度,進一步評價不同沖擊的重要性 (如表6所示)。

圖1 LNLONG—單位標準差沖擊引起LNLFDI的響應

表6 1-10期LNLFDI的方差分解

從表6可以看出,物流基礎設施水平的沖擊對物流業(yè)FDI流入的貢獻比重在第1期為1.986677%,此后呈現(xiàn)快速上升的趨勢,第1-6期上升速度較快,第7-10期上升速度有所放緩,到第10期時達到38.42323%。由此可見,我國物流基礎設施水平的變化將對物流業(yè)FDI流入產生較大影響,并且隨著時間的推移,這種影響會不斷增大,但增幅有所放緩。

四、結論與啟示

本文在建立VAR模型的基礎上,通過格蘭杰因果關系檢驗以及脈沖響應和方差分解方法,對物流基礎設施水平與我國物流業(yè)吸引FDI的因果、動態(tài)以及定量關系進行了深入研究,得到以下重要的結論與啟示:

第一,格蘭杰因果關系檢驗顯示,我國物流基礎設施水平是物流業(yè)吸引FDI的格蘭杰原因,但物流業(yè)FDI的流入并不是物流基礎設施水平的格蘭杰原因。這表明物流基礎設施水平的變化直接影響物流業(yè)FDI流入的變化,但物流業(yè)FDI流入的變化并不導致物流基礎設施水平的變化。由此可見,物流業(yè)FDI的流入更傾向于物流基礎設施較好的國家或地區(qū),這樣更有助于發(fā)揮跨國物流企業(yè)的服務優(yōu)勢。而物流業(yè)FDI的流入沒有提高物流基礎設施水平,一方面可能是由于時間序列樣本較少,而物流基礎設施建設是一個長期工程,效果還不明顯導致的;另一方面也說明物流業(yè)FDI沒有更多的投資在基礎設施建設領域,而是花費在提高服務質量、購買航線、服務于大型跨國公司之上。

第二,基于VAR動態(tài)計量模型的脈沖響應函數(shù)分析結果表明,物流基礎設施水平的變化將會對物流業(yè)FDI的流入產生持續(xù)的同向影響,而且這種影響會隨著時間的推移而增強,中期達到最大后逐漸下降。脈沖響應分析表明,中國物流基礎設施水平的提高與物流業(yè)FDI的流入變動有正向關系。由此可見,交通運輸作為現(xiàn)代物流業(yè)的重要組成部分,其基礎設施水平的提高有利于吸引物流業(yè)FDI的流入。

第三,方差分解結果顯示,物流基礎設施水平的沖擊對物流業(yè)吸引FDI波動的貢獻率較大,隨著時間的推移,其貢獻率呈不斷增大的趨勢,第10期物流基礎設施水平對物流業(yè)FDI流入的貢獻率已達到38.4%。由此可見,物流業(yè)FDI對基礎設施建設水平有較高的要求,如此方可保證物流服務的快捷、安全,提高物流業(yè)服務質量。因此,為了吸引更多的外商直接投資流向物流業(yè),我國必須不斷完善物流業(yè)配套設施建設,改善投資環(huán)境。

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