外商直接投資對上海市進出口貿(mào)易影響的實證分析

[摘 要]選取2001—2013年上海市外商直接投資和進出口貿(mào)易的有關(guān)數(shù)據(jù)，以計量經(jīng)濟學(xué)為基礎(chǔ)，建立相關(guān)模型，通過Eview5軟件對其單位根、協(xié)整關(guān)系及格蘭杰非因果關(guān)系進行檢驗，驗證上海市外商直接投資與進出口貿(mào)易的關(guān)系。結(jié)果表明，外商直接投資是上海市出口的原因，兩者之間存在長期均衡關(guān)系。格蘭杰檢驗結(jié)果顯示外商直接投資是引起上海市進口的格蘭杰原因，但是上海市進口和外商直接投資之間并沒有長期均衡關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]外商直接投資；上海市；進出口

[中圖分類號]F752 [文獻標識碼]A [文章編號]

2095-3283（2015）09-0057-03

[作者簡介]李雪麗（1989-），女，漢族，碩士研究生，研究方向：國際貿(mào)易。

一、 上海市外商直接投資的現(xiàn)狀

上海市的外商直接投資從2000年的31.6億美元增加到2013年的167.80億美元，總體呈現(xiàn)不斷增長趨勢。外商直接投資方式主要是中外合資、中外合作和外商獨資，其中，外商獨資企業(yè)所占比例最大（詳見表1）。據(jù)統(tǒng)計，2014年上海市新設(shè)外商直接投資合同項目4697個，同比增長25.6%；外商直接投資合同金額316.09億美元，同比增長26.8%；實際到位金額181.66億美元，同比增長8.3%。2015年上半年上海市外商直接投資合同金額341.36億美元，同比增長1.3倍；但由于滯后效應(yīng)實際到位金額僅為85.47億美元，同比下降了7.1%。外商直接投資不僅給上海市帶來了資本，刺激了經(jīng)濟增長，帶動進出口貿(mào)易增加，而且也為上海市創(chuàng)造了就業(yè)機會，引進了先進技術(shù)，促進了生產(chǎn)率的提高。

二、計量模型分析

本文以2001—2013年上海市實際外商直接投資和進出口貿(mào)易的數(shù)據(jù)為樣本進行分析，統(tǒng)一單位為億美元。由于選取數(shù)據(jù)的特殊性，造成對原序列取對數(shù)之后進行差分后不是同階單整，所以不考慮數(shù)據(jù)的異方差及劇烈波動性，選用原數(shù)據(jù)，DFDI表示FDI的一階差分序列，DEX表示EX的一階差分序列，DIM表示的IM一階差分序列。

1.數(shù)據(jù)的預(yù)處理

預(yù)處理是指在正式建模之前探討變量之間的關(guān)系，包括繪制序列圖、散點圖、等。對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗是研究中不可或缺的步驟，因為時間序列分析法只適用于平穩(wěn)的數(shù)據(jù)。

2.單位根檢驗

單位根檢驗是檢查時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性一種正式的方法。若一個時間序列因時間的變化而變化，那么該序列就是不平穩(wěn)的時間序列。則單位根過程取一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，那么該序列為一階單整。本文采用ADF檢驗，檢驗過程為：

ΔXt=α+γXt-1+pi=1βiΔXt-1+εt

其中α是常數(shù)項，原假設(shè)為H0：r=0即序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；備則假設(shè)H1：r<0。如果序列是非平穩(wěn)的，可以對其一階差分進行單位根檢驗。一般選擇是其最后一項εt是白噪的最小P值。

3.協(xié)整關(guān)系檢驗

一些時間序列自身不平穩(wěn)，如果存在的某種線性組合是平穩(wěn)的，線性組合反映各變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。本文采用最小二乘法OLS進行回歸：

如果回歸殘差U1和U2平穩(wěn)，則說明存在協(xié)整過程，表明變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。通常用ADF檢驗殘差序列的平穩(wěn)性，回歸系數(shù)用a′和c′表示：

U1=EX-a′FDI-c′

U2=IM-a′FDI-c′

若殘差序列U的平穩(wěn)，則變量之間具有協(xié)整關(guān)系。

4.格蘭杰非因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果檢驗方法分析兩個序列之間的因果關(guān)系是否存在。該因果關(guān)系主要是看當(dāng)期的EX能被以前FDI解釋多少，以及加入FDI滯后期后，其對EX的解釋程度是否提高。若EX與FDI相關(guān)系數(shù)顯著，那么變量FDI就是引起變量EX的格蘭杰原因。

三、計量分析檢驗結(jié)果

1.數(shù)據(jù)的預(yù)處理

經(jīng)過反復(fù)試驗發(fā)現(xiàn)運用原始數(shù)據(jù)才能更好地進行回歸分析，因此不對數(shù)據(jù)進行變換。其進出口和外商直接投資散點圖如下：

從圖中可以看出上海市出口總額和外商直接投資同時呈現(xiàn)增長趨勢，且具有極強的相關(guān)性。運用Eview5可知EX和FDI相關(guān)系數(shù)為0.92以及IM和FDI的相關(guān)系數(shù)為0.95。

2.單位根檢驗

由于數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，所以對其進行差分，檢驗其數(shù)據(jù)系列的平穩(wěn)性。

由表3可知，原數(shù)據(jù)的P值較大，接受原假設(shè)，序列存在單位根是非平穩(wěn)的。對FDI、EX、IM數(shù)據(jù)進行一階差分后，ADF檢驗的P值全部小于5%，其中DFDI和DIM的P值小于1%?；究梢哉f明三者通過了平穩(wěn)性檢驗，其中在5%的檢驗水平下，它們還具有一階單整性。

3.協(xié)整關(guān)系檢驗

由單位根檢驗可知外商直接投資和進出口滿足平穩(wěn)性，因此可以對其進行OLS回歸，外商直接投資和上海市出口的回歸結(jié)果1顯示：

EX=15.9007FDI-207.8026

T=7.7573-1.0164

R-squared=0.85 F=60.18

外商直接投資和上海市進口的回歸結(jié)果2顯示：

IM=17.4766FDI-275.5589

T=11.1072-1.7559

R-squared=0.91 F=123.37

雖然兩方程的擬合度良好，但是其中的DW都小于2，說明殘差序列存在正相關(guān)性，簡單的可以在回歸模型中加入一個一階自回歸項，這里不作進一步的探究，僅僅針對其殘差序列進行單位根檢驗，結(jié)果匯總見表4：

綜上分析，外商直接投資和出口回歸結(jié)果的殘差不存在單位根，二者存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。結(jié)合回歸結(jié)果，外商直接投資每增長1%，會帶來上海市出口貿(mào)易額增長15.9%。而外商直接投資和上海市進口的殘差存在單位根，且不穩(wěn)定，外商直接投資和上海市進口不存在協(xié)整關(guān)系。由此說明外商直接投資對上海市出口的影響較顯著。endprint

4.格蘭杰非因果關(guān)系檢驗

用格蘭杰非因果檢驗進一步分析FDI和EX、FDI和IM之間存在的因果關(guān)系。

根據(jù)格蘭杰非因果關(guān)系檢驗，P值越小越顯著越否定原假設(shè)。當(dāng)P=0.015時，拒絕原假設(shè)，F(xiàn)DI是EX格蘭杰原因，P=0.535時，接受原假設(shè)，EX不是FDI的格蘭杰原因；P=0.003時，拒絕原假設(shè)，F(xiàn)DI是IM的格蘭杰原因，P=0.212時，接受原假設(shè)，IM不是FDI的格蘭杰原因。表明外商直接投資是引起上海市進出口變化的原因。外商直接投資對上海市出口貿(mào)易影響存在2年的滯后期，是因為引進的外商直接投資合同一方面存在一定的時滯性，另一方面由于不能馬上投入生產(chǎn)，需要一定的時間考察建廠等。

四、結(jié)論

根據(jù)以上實證分析得出以下結(jié)論：

第一，外商直接投資可帶動上海市出口貿(mào)易的發(fā)展，出口和外商直接投資之間存在長期均衡關(guān)系。外商直接投資每增長1%，會帶來上海市出口貿(mào)易額增長15.9%。外商直接投資促進了上海市出口規(guī)模的擴大和出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，對上海市出口貿(mào)易有著重要的促進作用。

第二，格蘭杰檢驗結(jié)果顯示外商直接投資是引起上海市進口的格蘭杰原因，但是上海市進口和外商直接投資之間并沒有長期均衡關(guān)系。

第三，外商直接投資對上海市進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有較顯著的優(yōu)化作用，增加了上海市工業(yè)制成品的進出口。而且隨著實到外商直接投資額的增加，上海市進出口加工貿(mào)易的規(guī)模也隨之不斷擴大。因此，上海市政府應(yīng)積極采取有效措施吸引外商直接投資，改善外資結(jié)構(gòu)，帶動上海市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，促進上海市企業(yè)走向國際化，提升國際競爭力。

[參考文獻]

[1]胡求光，黃平川.外商直接投資對浙江省進出口貿(mào)易影響的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2008，（4）：104-109.

[2]丁莎莎.外商直接投資對上海市出口貿(mào)易影響的實證分析[D].華東師范大學(xué)，2014.

[3]羅春華.外商直接投資與浙江省對外貿(mào)易關(guān)系的研究[D].浙江理工大學(xué)，2010.

[4]魯喜鳳.外商直接投資對中國進出口貿(mào)易的影響研究[D].吉林大學(xué)，2011.

[5]翟麗霞.外商直接投資對我國對外貿(mào)易影響的實證分析[J].應(yīng)用經(jīng)濟學(xué)，2010（1）：139-143.

[6]覃桂鳳.上海市對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[D].上海交通大學(xué)，2012.

[7]劉蕾.外商直接投資對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響實證研究[D].遼寧大學(xué)，2011.

[8]劉兵.廣東省外商直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究[D].暨南大學(xué)，2006.

[9]陳鑫，王長江.外商直接投資與對外貿(mào)易相互關(guān)系的實證研究[J].江蘇商論，2013（4）：42-46.

[10]陳鑫.我國國際貿(mào)易與外商直接投資相互影響研究[D].蘇州大學(xué)，2013.

[11]潘益興.在華外商直接投資對中國對外貿(mào)易的實證研究[D].復(fù)旦大學(xué)，2006.

（責(zé)任編輯：郭麗春）endprint