外商直接投资对山东省进出口贸易影响的实证分析(1)论文
论文摘要：本文利用协整检验（Co-integration）、误差纠正模型、Granger因果关系检验，对山东省1985年至2011年间的经济数据进行分析后表明，无论是长期还是短期，山东省外商直接投资与出口之间存在稳定的均衡关系，外商直接投资与出口之间存在单方向的因果关系，外商直接投资与进口之间不存在明显的协整关系。 论文关键词：外商直接投资；进出口贸易；协整检验；误差纠正模型；因果检验
一、引言 随着山东省经济的快速发展和国际经济环境的不断改善，山东省在对外贸易和利用外资方面取得了很大的进步。据山东省统计年鉴资料显示，截至2011年底，累计已有113家世界500强在山东省兴办企业262家。
2011年，新批合同外商直接投资214.5亿美元，比上年增长53.7%，实际外商直接投资87.0亿美元，增长22.7%；新签外商直接投资项目5891个，增长11.1%。与此同时，山东省的进出口贸易也得到了迅猛发展，年出口额由1985年的23.4652亿美元增加到2011年的358.7286亿美元；年进口额由1985年的17.9796 亿美元增加到2011年的249.0850 亿美元。
对于国际直接投资东道国而言，外商直接投资与进口或出口的关系表现为二者的互补性、替代性或是相互关系的不确定性。本文通过实证分析来探讨山东省FDI与进、出口贸易的关系。
二、实证分析
（一）数据来源和研究方法 为了从定量角度考察山东省外商直接投资与进出口贸易的相关性，本文选取山东省1980年至2011年的年度经济数据，运用协整方法进行分析，建立误差纠正模型描述变量之间的长短期关系，并对变量进行Granger因果关系检验。其中，FDI是各年度的实际利用外商直接投资金额，EX代表各年度的出口贸易额，IM代表各年度的进口贸易额。
本文为了研究方便，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，在这里对各序列进行自然对数变换，变换后各变量序列分别取LNFDI、LNEX、LNIM。 表1 1980年至2011年间各样本数据的情况 单位：亿美元 年份FDIEXIMLNFDILNEXLNIM19850.055923.465217.9796-2.883.15552.889219860.193919.192619.0914-1.642.95452.949219870.238128.99386.5356-1.433.36711.877319880.390830.977326.3588-0.943.43333.271819891.313232.701528.94960.27253.48743.365619901.508434.17198.68030.413.53142.161119911.795037.52310.79700.593.62502.379319929.733543.375234.43882.283.76993.5392199318.431942.03630.82262.913.73853.4282199425.356658.701137.59163.234.07253.6268199526.071981.610157.89063.26>4.40204.0586199625.904191.829869.80963.254.51994.2458199725.0044108.588866.77433.224.68764.2013199822.2262103.470562.70353.104.63934.1384199924.6878115.790966.91853.214.75184.2035200029.7119155.290594.60933.395.04534.5498200136.2093181.2899108.34143.595.20014.6835200255.8603211.1511128.26644.025.35264.8541200370.9371265.7285180.84674.265.58255.1976200487.0064358.7286239.08504.475.88265.5178
（二）平稳性检验 所谓时间序列的平稳性，是指时间序列的统计规律不随时间的位移而发生改变，也就是说，生成变量时间序列数据的随机过程的特征（数学期望、方差及协方差）不随时间变化而变化。在对时间序列进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验。
在现实经济中，许多经济变量的时间序列是非平稳的，对非平稳的时间序列进行回归可能会出现谬误回归（spurious regression）的现象，导致标准的t和F检验无效。本文采用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、LNIM进行单位根检验，考察序列是否平稳。
检验结果见表2： 表2 变量的ADF单位根检验 检验形式ADF统计量10%临界值结论LNFDI（C，T，3）-2.237302-3.3086非平稳△LNFDI（C，T，1）-3.370941-3.2964平稳LNEX（C，T，2）-1.915787-3.2964非平稳△LNEX（C，N，1）-2.851059-2.6672平稳LNIM（C，T，2）-1.560765-3.2964非平稳△LNIM（C，T，1）-8.162504-3.2964平稳注：（C，T，K）分别代表所设定的检验方程含有截距、时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T，K的选择标准是以和值最小为准则。 以上对时间序列LNFDI、LNEX、LNIM的平稳性检验表明，在10%的显著水平下，不能拒绝三个变量存在单位根的假设，LNFDI、LNEX、LNIM均为非平稳序列，而它们的一阶差分△LNFDI、△LNEX、△LNIM均为平稳序列。
由此可知，LNFDI、LNEX、LNIM均为I
(1)序列。
（三）协整检验 为了分析外商直接投资于山东省进出口贸易的关系，本文分别对LNFDI与LNEX、LNFDI与LNIM的关系进行协整检验。协整分析技术是20世纪80年代发展起来的一种分析方法。
协整分析是由若干服从单位根过程的变量组成的系统，若这些变量的某一线性组合式平稳的，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。
关于协整检验的方法主要有以下两种:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen提出的基于VAR模型对协整向量系数进行极大似然估计和检验。本文采用的世恩格尔——格兰杰（Engle-Granger）两步法分别对LNFDI与LNEX、LNFDI 与LNIM之间的关系进行协整检验。
1、对LNFDI与LNEX的协整检验 首先用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，然后对回归残差做单位根检验。单位根检验的方法采用ADF检验法，ADF检验采用带有趋势项带有常数项的形式，滞后阶数选为6。
检验结果如表3： 表3 残差的ADF检验结果 变量检验形式ADF统计量10%临界值结论残差（N，N，3）-1.729370-1.6277无单位根 根据残差的ADF检验结果知，残差不存在单位根，即残差是平稳序列。这说明LNFDI与LNEX之间存在协整关系。
协整方程为： LNEX= 3.607857 + 0.35751LNFDI
(1) (30.268
8
9) (7.41530
9) R^2=0.763846 AD.R^2=0.749954 F=54.98681 DW=0.405013 从方程
(1)可以看出，变量LNFDI的系数为0.35751，说明FDI对EX的弹性系数为0.35751，即FDI每增长1%，EX将增长0.35752%。 用LNEX对LNFDI做普通最小二乘回归，得到协整方程为： LNFDI=-8.304089 + 2.419141LNEX
(2) (-5.9947
80) (7.41530
9) R^2= 0.763846 AD.R^2= 0.749954 F= 54.98681 DW= 0.423218 方程
(2)说明，LNEX对LNFEI的弹性系数为2.419141，即EX每增长1%，FDI将增长2.419141%。
2、LNFDI与LNIM的协整检验 做单位根检验。仍采用ADF检验法，检验结果如 表4 残差的ADF检验结果 变量检验形式ADF统计量10%临界值结论残差（N，N，4）-1.152687-1.6227有单位根 根据表4的检验结果知，残差存在单位根，使非平稳序列。
这说明LNFDI与LNIM之间不存在长期的均衡关系，即二者之间不存在协整关系。
（五）因果关系检验 协整检验的结果表明，山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需进一步验证，本文采用Granger因果关系检验法验证。Granger曾指出，因果关系检验只有在两个变量协整的情况下才是有效的。
由于前面已经验证出山东省外商直接投资与出口之间存在显著的协整关系；而山东省外商直接投资与进口之间不存在协整关系，因此，此处只须进一步对山东省外商直接投资与出口这两个变量序列进行Granger因果关系检验。在Granger因果关系检验过程中，滞后阶数取5，检验结果见表5 0.796220.61678LNFDI不是LNEX的原因5.691900.09155从表5的检验结果中可以看出，山东省外商直接投资与出口之间存在着单向的因果关系。
在10%的显著性水平下，外商直接投资是对外出口的格兰杰原因，而出口不是外商直接投资的格兰杰原因。
三、结论与建议 本文通过运用协整检验和Granger因果关系检验来研究山东省外商直接投资与进出口贸易的关系，结果表明：
1、山东省外商直接投资与出口之间存在长期稳定的均衡关系，与进口之间的长期关系不明显。即山东省外商直接投资与出口之间存在协整关系，与进口之间不存在协整关系。
外商直接投资对山东省出口的影响表现为互补关系，这与小岛清的互补理论模型是一致的。按照小岛清的理论，投资国的对外投资应当从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，这样就可以把东道国的比较优势挖掘出来，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。
外商直接投资能够促进山东省出口贸易的上升说明外商直接投资对山东省出口贸易具有创造效应，具体表现为：外商直接投资和山东省出口之间存在着一种长期稳定的均衡关系，外商直接投资流入量的增加对山东省出口贸易有很强的促进作用。其中，外商直接投资流入量增加1个百分点，山东省出口贸易将增加0.35751个百分点。
2、山东省外商直接投资是出口贸易的Granger原因，但出口不是外商直接投资的Granger原因；外商直接投资与进口之间没有明显的因果关系。外商直接投资充分利用山东省的资源优势，在山东省进行生产，再将产品出口到国际市场，因此山东省的外商直接投资情况直接影响对外贸易出口。
同时，外商直接投资在山东省内通过技术溢出效应、 效应等间接影响对外贸易出口。
3、山东省外商直接投资与进出口贸易的关系表明，积极引进外商直接投资能极大地促进山东省出口贸易的增长。应此，我们应采取积极有效的措施促进山东省外商直接投资的流入。
如：加强引进外商直接投资的战略研究，制定战略规划；扩大外商直接投资来源地，多吸收欧美等西方发达国家一些具有先进技术和管理经验的大型跨国公司在山东省投资；加强对外商直接投资引进、使用的监督管理。对外商直接投资在山东省的行为和绩效应逐步探索建立起一套可行的跟踪、评估体系，保证流入山东省的外商直接投资的质量。
参考文献： 高铁梅.计量经济分析方法与建模——Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2006
(1) 乔翠霞.外资与山东经济增长的实证分析和对策建议[J].山东社会科学，2006
（5） 小岛清.对外贸易论.[M].天津：南开大学出版社，1987：88.