外商投资企业进出口贸易与中国经济增长的实证分析

——■■■市场经纬・ＭＡＲＫＥＴ　外商投资企业进出口贸易与中国经济增长的实证分析　文／杨定光一程中立　之间是协整的，那么它们之间至少存在一个方向上的格兰杰原　因；如果是非协整的，那么必然不存在任何格兰杰因果关系。　、文献回顾　Ｓｃｈｍｉ￣和Ｈｅｌｍｂｅｒｇｅｒ认为由于发达国家和发展中国家各自　的比较优势不同，当资本、技术等方面占有比较优势的发达国家　在劳动力等资源丰富的发展中国家投资时，就会形成垂直型的　１．平稳性检验。如果一个时间序列的均值或自协方差函　数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列。对于时间　国际分工，而作为ＦＤＩ载体的外商投资企业就会形成大量的进　出口贸易，东道国和投资国都会从该贸易中获益。而国内的实证　研究也证明了ＦＤＩ能够促进贸易增长，而贸易是ＦＤＩ促进东道　国经济增长的一个重要途径。曹伟（２００５）通过实证研究ＦＤＩ对　中国经济的影响路径后表明，ＦＤＩ主要是通过影响对外贸易有　力地促进了中国经济增长。　外资以技术和资本对中国进行投资后，进口大量投资国具　有比较优势的核心零部件和设备，并结合中国的劳动力优势，使　中国成为了一个加工基地，再返销到投资国或出口到其他国家，　最终降低产品生产成本，形成新的产品内贸易，使投资国和东道　国都享受到一定的贸易利益。从东道国的角度出发，外商投资企　业进出口贸易首先会引进高技术含量资本品；同时随之而来的　先进管理经验、生产技术等，都会对东道国产生一定的技术外溢　效应；当这些生产要素与东道国丰富的劳动力资源相结合，会形　成垂直型的国际分工，使东道国的比较优势得以发挥；同时积极　推动东道国产业结构升级，促进东道国出口增长，最终促进东道　国经济增长。　据海关统计，２００５年外商投资企业进出口总额８３１７亿美　元，占全国进出口总额的５８％。外商投资企业在中国进出口贸易　及整个国民经济中占据了越来越重要的位置，因此有必要来实　证分析一下外商投资企业进出口贸易对中国经济的作用。本文　的目的是应用协整检验和格兰杰因果关系检验等方法，来实证　分析作为ＦＤＩ载体的外商投资企业进出口贸易与经济增长之间　的关系。　二、检验方法　Ｇｒａｎｇｅｒ检验首先必须要检验各时间序列的平稳性，即有没　有随机趋势或确定性趋势。如果时间序列是平稳的，则直接可以　进行Ｇｒａｎｇｅｒ检验。而现实经济分析中的时间序列一般都是非平　稳的。对于非平稳的时间序列，如果直接进行Ｇｒａｎｇｅｒ检验，容易　出现“伪回归”现象。为了使回归有意义，通常会对时间序列进　行差分使其平稳化，这样会丢失很多有用信息，而这些信息对分　析问题来说又是必要的。为了解决上述问题，Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ　ｆ１９８７）指出：如果非平稳时间序列的线性组合是平稳的，即变量　３２　经济论坛２嘲・２０　序列的平稳性检验一般可以采取ＡＤＦ检验、ＰＰ检验等。　ＡＤＦ检验假定序列ＹＩ服从ＡＲ（ｐ）过程，然后对如下回归方　程中的　系数进行ｔ检验：　三　ＶＹ，＝ｃ＋Ｓｔ＋￣／ｙ　ｌ－Ｉ－　￣ＩＶｙ，一＿＋８。　ｉ　１　（１）式中，△是一阶差分符号，￡。是随机误差项，Ｙ　是所研　究的时间序列；ｐ是最佳滞后期数，一般选择能保证８。是白噪　音的最小的Ｐ值；ｃ和８。分别是常数项和趋势项。在实际中，回　归的最佳滞后期数Ｐ一般选择使ＡＤＦ检验结果中ＡＩＣ和ｓｃ最　小的值。　ＰＰ检验是Ｐｉｌｌｉｐｓ和Ｐｅｒｒｏｎ（１９８８）提出的针对序列可能存　在高阶相关的情况所采取的一种单位根检验方法。　２．协整检验。有些时间序列，虽然它们自身非平稳，但其某　种线性组合却平稳，这个线性组合反映了变量之间长期稳定的　比例关系，即协整关系。　两个变量之间的协整关系的前提是它们的单整阶数相同，　但两个以上变量之间的协整关系允许它们具有不同的单整阶　数。对于两变量之间的协整检验，一般用Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ　（１９７８）的ＥＧ两步法，对于多变量之间的协整关系的检验则需　要采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法。　３．格兰杰因果关系检验。协整检验结果告诉我们变量之间　是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还　需要进一步验证。Ｇｒａｎｇｅｒ（１９６９）提出的因果关系检验可以解决　此类问题。其基本原理是：先估计当前的Ｙ值被自身滞后期取值　所能解释的程度，然后验证通过引入Ｘ的滞后值是否能显著地　提高Ｙ的被解释程度，如果是，则称ｘ是Ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。　Ｐ　ｑ　无约束条件回归模型：ｙｔ＝Ｃｌ＋∑ｏｔｌＹｔ＿。＋∑１３￣－ｊ＋Ｉｘ．．　（２）　ｌ　ｌ　ｌ＝ｌ　＿旦－　有约束条件回归模型：ｙｔ＝ｃ２＋　ｏｔｉＹｔ一。　（３）　ｉ＝ｌ　其中Ｕ　。为零均值非自相关随机误差项，ｃ　为常数项，ｄ　和　ｐ　为系数。　原假设为：Ｈ０：１３ｊ－ｏ（ｊ＝１，－．２．．．，ｑ），　维普资讯 http://www.cqvip.com

ＭＡＲＫＥＴ・市场经纬■■——■　Ｈｌ：１３ｉ＃０（Ｊ＝ｌ，２，．．．ｑ）　５　４　３　２　０　１　表１　各变量之间的相关系数　ＬＯＧ（ＧＤＰ）　ＬＯＧ（ＷＣ）　ＬＯＧ（ＷＪ）　ＬＯＧ（ＷＺ１　ＬＯＧ（ＧＤＰ）　１．Ｏｏ０　０．９０２　０．８８９　０．８９９　若拒绝Ｈｎ，接受Ｈ。，则意味着Ｘ是Ｙ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。　４．误差修正模型。根据Ｅｎｇｌｅ定理，如果一组变量之间有协　整关系，那么协整回归总是能被转换为误差修正模型。误差修正　模型（ＥＣＭ）是由Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ在１９８７年提出的。而向量误差　ＬＯＧ（ＷＣ）　０．９０２　ＬＯＧ（ＷＪ）　０．８８９　ＬＯＧ（ＷＺ１　０．８９９　１．Ｏｏ０　０．９９１　０．９９６　０．９９１　１．Ｏｏ０　０．９９９　０．９９６　０．９９９　１．Ｏｏ０　修正模型（ＶＥＣＭ）是对各变量施加了协整约束条件的向量自回　归模型。在误差修正模型中，长期调节和短期调节的过程同样被　考虑进去，因而，误差修正模型的优点在于它提供了揭示长期关　这四个变量都是一阶单整，因此可对它们进行协整分析以验证　系和短期调节的途径。　三、实证检验结果　１．数据及处理。为了检验外商投资企业进出口贸易与经济　增长间的因果关系，本文采用１９８０～２００５年的数据，其中作为　衡量经济增长指标的ＧＤＰ是根据ＩＭＦ提供的数据，外商投资企　业进出口贸易数据是根据历年《中国对外经济贸易统计年鉴》　整理而成，其中ＧＤＰｔ、ＷＣｔ、ＷＪｔ和ＷＺｔ分别表示ｔ年的中国　ＧＤＰ、外商投资企业出口额、进口额及进出口总额，所有数据均　以美元现价形式表示。另外为消除数据中存在的异方差，分别对　所有变量取自然对数。　。　…’　Ｌ０Ｅ　口　Ｊ　一一一一Ｌ０‘【ｆｉｃＪ　㈣一・．　’。．　一　一　一　－．　－．．．．　．・．　二　－’　‘一。‘　・　．一　．一●一　．一　．／　，　．　／　，，　、　３．＿Ｏ９，　８２　８４　８６　８８　９０　９２　９４％９８　００　０２　０４　图　各变量的变化趋势　从图中可以看出，ＬＯＧ（ＧＤＰ）、ＬＯＧ　Ｃ）、ＬＯＧ　ｚ３和ＬＯＧ　Ｊ）均具有明显的随时间而变动的上升趋势；从表１可以看出　各变量之间的相关系数都相当较大。但并不一定说明这些变量　之间存在着因果关系，因为一些经济变量直接用普通的最小二　乘法进行回归分析时，容易产生“伪回归”现象。因此，有必要用　协整检验、格兰杰检验等来进一步分析它们之间的因果关系。　２．平稳性检验。检验各时间序列的平稳性一般进行ＡＤＦ　和ＰＰ检验，结果如表２。　从表２的输出结果中可以看出各水平变量的ＡＤＦ和ＰＰ检　验值在１０％的显著性水平下大于所对应的临界值，说明各变量　本身是非平稳的；而它们的一阶差分变量均在９９％或９５％的显　著性水平下都是平稳的，也就是说ＬＯＧ　ｆＧＤＰ１、ＬＯＧ　ｃ）、ＬＯＧ　和ＬＯＧＯＶＪ）这四个变量都是一阶单整。　３．协整检验。ＬＯＧ（ＧＤＰ）、ＬＯＧ　Ｃ）、ＬＯＧ（ＷＺ）和ＬＯＧＯＶＪ）　其是否存在协整关系。由于涉及到三个变量之间的协整关系，本　文统一采用了Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法，并采用Ａ　ＩＣ准则和ｓｃ准　则来确定最佳滞后期。在滞后期数确定之后，再对协整中是否具　有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整测试，得　到的结果如下表：　从表３的检验结果可以看出：ＧＤＰ与外商投资企业的出口　额、ＧＤＰ与外商投资企业的进出口总额、外商投资企业出口额与　进口额之间存在长期的稳定关系，而且是同向变动的；而ＧＤＰ　与外商投资企业的进口之间也存在长期的稳定关系，但是反向　变动的，以上实证结果基本符合ＧＤＰ的支出法核算原理。　４．格兰杰因果关系检验。从表４中的结论表明：在９５％以　上的置信水平下，ＬＯＧ（ｗｃ）、ＬＯＧ　Ｊ）和ＬＯＧ　ｚ）是ＬＯＧ（ＧＤＰ）　的格兰杰原因；在９９％的置信水平下，ＬＯＧ　Ｊ）是ＬＯＧ（ＷＣ）的　格兰杰原因；而ＬＯＧ（ＧＤＰ）均不是ＬＯＧ（ｗｃ）、ＬＯＧ（ＷＪ）和ＬＯＧ　Ｚ）的格兰杰原因，ＬＯＧ（ＷＣ）也不是ＬＯＧ（Ｗ　Ｊ）的格兰杰原因。　５．误差修正模型（ＶＥＣＭ）。本文对ＬＯＧ（ＧＤＰ）、ＬＯＧ（ｗｃ１　和ＬＯＧ（ＷＪ）建立误差修正模型，滞后期跟协整检验一样，也采用　２期。误差修正模型的结果如下：　△（ＬＯＧ（ＧＤＰ））＝０．０４　ｖｅｃｍ（－１）一０．２０＊△（ＬＯＧ（ＧＤＰ）（－Ｉ））一　０．３４　△（ＬＯＧ（ＧＤＰ）（一２））＋　（３．３６）　（一０．８８）　（一１．７２）　０．２２　△（ＬＯＧ（ｗＣ）（一１））＋０．１４＂△（ＬＯＧ（ｗＣ）（－２））一０．２１＂△　（ＬＯＧ（ＷＪ）（一１））口０．２４＊△（ＬＯＧ（ＷＪ）（一２））　（３．２７）　（２．５９）　（２．２８）　（－２．２９）　其中：ＡＩＣ＝一６．４９，ＳＣ＝一５．２６　注：料　、料和　分别代表９９％、９５％和９０％的置信水平上　该系数是显著的。　分析结果表明，ＬＯＧ（ＧＤＰ）的波动分别受到滞后１期和２期的　ＬＯＧ（ＷＣ）和ＬＯＧ（ＷＪ）的短期影响较多，说明外商投资企业进出口　贸易的变动对经济增长波动的影响在短期内是比较明显的。　四、结论及评价　根据以上分析结果，可以得出以下结论。　Ｉ．虽然我国的上述四个时间序列都是非平稳序列，但ＬＯＧ　（ＧＤＰ）和其他三者、ＬＯＧ（ＷＣ）和ＬＯＧ（ＷＪ）之间的线性组合却是平　２００６・２０经济论坛３３　维普资讯 http://www.cqvip.com

■—■ｌ市场经纬・ＭＡＲＫＥＴ　表２　变量单位根检验结果　变量　Ｔ，ＯＧ（ＣＤＰ１　Ｔ，ＯＣ，（ＷＣ）　Ｔ，ＯＣ（ＷＪ）　Ｔ，ＯＣ（ＷＺ）　△Ｔ，ＯＣ（ＣＤＰ）　—１．６２　－２．４３　－２．００　—２．９８　－２．２２　－３．０２　－５．２８　－５．２７　平稳　△Ｔ，ＯＧ（ＷＣ）　－４Ｉ３２　一１０．４１　平稳　△ＬＯＣ（ＷＪ）　一６－３７　－５．８６　平稳　△Ｔ，ＯＣ（ＷＺ）　－５．００　一８．Ｏ１　桕ｋ　平稳　ＡＤＦ检验　一２．５８　ＰＰ检验　一２．８１　结论　不平稳　不平稳　不平稳　不平稳　注：（１）由于各变量具有明显的截距和时间趋势，因此检验中选择了包括常数项和趋势项，且滞后项数均采用了Ｅｖｉｅｗｓ３．１软件根据样本容　量推荐的１（ＡＤＦ检验）和２（ＰＰ检验）；（２）Ａ表示变量的一阶差分；（３）－／ｒ－／ｒ￣、★★、★分别表示检验值小于１％、５％和１０％置信水平下的临界值。　表３　变量之间协整关系的检验结果　协整变量　特征值　似然比检验值　５％ｆｔ￣ｉ界值　１％ｆｔ￣ｉ界值　Ｉ￣ＯＧ（ＧＤＩ＇）　０．６３　，假设协整方程数　没有　标准化协整方程　ＬＯＧ（ＣＯＰ）＝０．３５ＬＯＧ（ＷＣ）＋３．７８　２８．０８　１９．９６　２４．６０　Ｉ￣ＯＧ（ＷＣ）　０Ｉ３２　ＬＯＧ（ＷＪ）　０．３２　１２．７０　３８－２６　９．２４　１９．９６　１２．９７　２４．６０　最多一个　没有　似然值：４６．３５（０．１７）（０．４１）　ＬＯＧ（ＣＤＰ）＝一０．￣ＬＯＧ（ＷＪ）＋６．４９　ＬＯＧ（ＧＤＰ１　Ｏ．５１　，１３、４６　３３．８　９．６　９．２４　１９．９６　９．２４　１２．９７　２４．６０　１２．９７　最多一个　没有　最多一个　似然值：６０．０３（０．７１）（４．４０）　ＬＯＣ（ＣＯ￣＝１．３８ＬＯＧ（ＷＺ）一３．１６　似然值：５８．４６（３．９７）（２１．５３）　ＬＯＧ（ＧＯＰ１　０．６４　，ＬＯＧ（ＷＺ）　０．３３　ＬＯＧ（ＷＣ）　０．５２　，２６．５２　１０．１７　１５．４１　３．７６　２０．０４　６．６５　没有　最多一个　ＬＯＧ（ＷＣ）＝１．１８ＬＯＧ（ＷＪ）＋０．６３　似然值：５Ｏ．２０（０．０３６）　ＬＯＧ（ＷＪ）　Ｏ．３６　ＬＯＧ（ＧＤＰ１　０．７９　，５７Ｉ３５　２１、５５　３４．９ｌ　１９．９６　４１。０７　２４．６０　没有料最多一个　ＬＯＧ（ＧＯＰ）＝５．７５ＬＯＧ　ｃ）一６．９３ＬＯＧ（ＷＪ）＋６．３７　（４．９８）（６．９２）（２．７１）　ＬＯＧ（ＷＣ）　０．４５　，ＬＯＧ（ＷＪ：　０．２８　７．６７　９．２４　１２．９７　最多两个　似然值：６０．０３　来了直接的贸易利益；第二，外商投资企业　注：★、★★分别表示在９５％和９９％的置信水平下拒绝原假设，最佳滞后期由Ａ　Ｉｃ准则和ＳＣ准则确定。　表４　格兰杰因果关系检验结果　原假设　１　Ｆ统计量　４．９０９　Ｐ值　０．０３７　结论　拒绝　每年的进口中有６％至３０％左右的进口自　用设备，这部分进口对中国具有一定的技术　ＬＯＧ（ＷＣ）不是ＬＯＧ（ＧＤ￣的格兰杰原因　ＬＯＣ（ＣＯ￣不是ＬＯＧ（ＷＣ）的格兰杰原因　２　　、３　ＬＯＧ（ＷＪ）不是ＬＯＣ（ＣＯ￣的格兰杰原因　ＬＯＧ（ＧＤＰ）不是ＬＯＣ（ＷＪ）的格兰杰原因　ＬＯＧ（Ｗ￣不是ＬＯＧ（ＧＤ￣的格兰杰原因　ＬＯＣ（ＣＯ￣不是ＬＯＧ（ＷＺ）的格兰杰原因　４　ＬＯＧ（ＷＪ）不是ＬＯＧ（ＷＣ）的格兰杰原因　ＬＯＧ（ＷＣ）不是ＬＯＧ（ＷＪ）的格兰杰原因　０．９７１　４．５２０　１．３６０　４．７３８　１＿３６１　２５．７７６　０．０７９　０．３３５　０．０４５　０．２５６　０．Ｏ４１　０．２５６　０．０００　０．７８１　不拒绝　拒绝　不拒绝　拒绝　不拒绝　拒绝　不拒　扩散效应，并对中国的产业结构调整起到了　积极的作用；第三，外商投资企业已经成为　我国高新技术产品和机电产品出口的主要　力量，极大地改善了我国的出口贸易结构，　并带动了一系列相关零部件和配套产品的　生产；第四，外商投资企业进出口贸易在技　术、管理等方面的扩散和竞争促进效应也是　比较明显的。因此，从整体上而言，外资企业　的进出口贸易对中国经济的促进作用是比　注：滞后期由ＡＩｃ准则和ＳＣ准则确定全部为１。　稳的，即它们之间存在长期均衡关系。　２．这种长期均衡关系对ＧＤＰ的影响都是显著的。也就是　说，外商投资企业的出口从长期来看促进了中国经济增长，而进　较显著的。　３．从实证检验结果来看，外商投资企业进口是中国经济　增长的负因素，但是其直接促进了外商投资企业的出口；特别是　资本品和加工贸易原料和零部件的进口，更是极大地推动了中　国产业结构的升级和加工贸易的发展，从而间接地推动了中国　经济的增长。　口是ＧＤＰ增长的负因素；但整体上外商投资企业的进出口贸易　长期促进了中国经济的增长。究其原因，我们可以从以下几方面　来分析：第一，从外商投资企业的进出口贸易结构来看，加工贸　易占据了大部分份额，其中２００５年外商投资企业加工贸易进出　口总额占外商投资企业进出口总额的６９％，因此加工贸易使国　外的资本和技术等要素与中国丰富的劳动力相结合，为中国带　３４　经济论坛２ｏｏ６・２０　４．在短期内，外商投资企业进出口贸易的变动对经济增　长波动的影响是比较明显的。　（作者单位：上海同济大学经济与管理学院）