摘 要：本文以湖南省實(shí)際利用外商直接投資、進(jìn)口總額和出口總額為研究對(duì)象，以1987-2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和誤差修正模型等方法，就外商直接投資對(duì)進(jìn)口總額和出口總額的影響分別進(jìn)行了實(shí)證研究。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；進(jìn)出口總額；協(xié)整分析；格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷加快和中部崛起戰(zhàn)略的貫徹實(shí)施，使外向經(jīng)濟(jì)的發(fā)展成為各中部地區(qū)的發(fā)展目標(biāo)，作為中部省份之一的湖南省，改革開(kāi)放以來(lái)，在外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易方面取得了較大的發(fā)展。2013年全省進(jìn)出口總額251.6億美元，比上年增長(zhǎng)14.7%，其中進(jìn)口總額和出口總額分別為103.4億美元和148.2億美元，比上年分別增長(zhǎng)10.7%和17.6%；實(shí)際利用外商直接投資87.0億美元，比上年增長(zhǎng)19.6%，實(shí)際引進(jìn)境內(nèi)省外資金2883.9億元。由此看來(lái)，湖南省對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，對(duì)于其經(jīng)濟(jì)社會(huì)穩(wěn)中有進(jìn)、穩(wěn)中向好、穩(wěn)中提質(zhì)的發(fā)展，以及“三量齊升”的促進(jìn)和“四化兩型”的全面推進(jìn)具有重要作用。為了探討外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系，本文運(yùn)用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)和誤差修正模型等方法分別對(duì)湖南省外商直接投資和進(jìn)口額、外商直接投資和出口額間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。

二、實(shí)證分析

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本文使用的數(shù)據(jù)是1987-2012年湖南省外商直接投資額、出口總額和進(jìn)口總額，原始數(shù)據(jù)均來(lái)自《2013湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了反映實(shí)際水平的變化，這里將外商直接投資額、出口總額和進(jìn)口總額，通過(guò)按當(dāng)年美元/人民幣的匯率換算成以人民幣為單位的金額，并將單位換算為百萬(wàn)元。同時(shí)為了剔除價(jià)格因素的影響，采用GDP平減指數(shù)對(duì)其進(jìn)行了平減，以得到真實(shí)的外商直接投資額、出口總額和進(jìn)口總額。鑒于統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有GDP平減指數(shù)，這里借用司春林（2002）的做法，以1952年為基期，具體公式如下：

其中GDP和GDP分別表示第年和1952年湖南省名義GDP，GDPindex和GDPindex分別表示第年和1952年湖南省GDP指數(shù)，這里外商直接投資、進(jìn)口總額和出口總額分別用FDI、IM、EX表示，實(shí)際的外商直接投資、出口總額和進(jìn)口總額分別用AFDI、AIM、AEX表示。為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，這里對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)化處理，并分別用ZAFDI、ZAIM、ZAEX表示標(biāo)準(zhǔn)化后的實(shí)際外商直接投資、進(jìn)口總額、出口總額。

1.平穩(wěn)性分析

由于傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)在利用OLS對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，容易產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題，即參數(shù)的統(tǒng)計(jì)量不再服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。因此，在進(jìn)行協(xié)整分析前，有必要對(duì)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，這里采用ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在序列無(wú)截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，且滯后階數(shù)為0時(shí)，ZAFDI、ZAIM和ZAEX的ADF檢驗(yàn)值在5%-10%的顯著性水平下均是非平穩(wěn)的，但是經(jīng)過(guò)一階差分后，△ZAFDI、△ZAEX和△ZAIM的ADF檢驗(yàn)值分別為-4.366604、-4.974635、-3.230367，均小于5%-10%顯著性水平下的臨界值，故可以認(rèn)為是平穩(wěn)的，因此三個(gè)變量都是一階單整，即為I（1）。

2.長(zhǎng)期均衡關(guān)系分析

為了分別揭示湖南省ZAFDI與ZAIM、ZAFDI與ZAEX之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，這里采用E-G兩步法進(jìn)行分析。用OLS法進(jìn)行估計(jì)，得到如下方程：

ZAIMt=0.00015+0.95839ZAFDIt

（0.0026） （16.4335）（方程1）

R2=0.918 =0.915 DW=0.908

ZAEXt=-3.14E-06+0.95913ZAFDIt

（-5.55E-05）（16.613）（方程2）

R2=0.920 =0.917 DW=1.585

然后對(duì)兩個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這里采用ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明：兩方程的殘差序列e1和e2的ADF值分別為-3.224734、-3.862373，均小于5%-10%顯著性水平下的臨界值，故可以認(rèn)為在90%以上的置信水平下ZAIM和ZAFDI、ZAEX和ZAFDI存在協(xié)整關(guān)系（長(zhǎng)期均衡關(guān)系），有利于進(jìn)行下一步的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果可以看出，湖南省實(shí)際外商直接投資對(duì)實(shí)際進(jìn)口額的產(chǎn)出彈性和實(shí)際出口額的產(chǎn)出彈性分別為0.95839，0.95913?？梢?jiàn)湖南省實(shí)際外商直接投資的變化對(duì)實(shí)際出口額的影響大于對(duì)實(shí)際進(jìn)口額的影響。

3.因果關(guān)系分析

由于格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)滯后期的改變非常敏感，限于篇幅影響，所以這里嘗試對(duì)滯后1-4期進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明：在10%的顯著性水平下，ZAFDI和ZAIM在滯后1-2期時(shí)，具有雙向的因果關(guān)系，滯后3-4期時(shí)，具有單向的因果關(guān)系，即實(shí)際進(jìn)口額是實(shí)際外商直接投資的Granger原因。ZAFDI和ZAEX在滯后1期時(shí)，具有雙向的因果關(guān)系，滯后2-4期時(shí)，呈現(xiàn)單向的因果關(guān)系，即實(shí)際外商直接投資是實(shí)際出口額的Granger原因。

4.短期均衡關(guān)系分析

這里利用ZAFDI和ZAIM、ZAEX的一階差分序列和前期誤差序列{ECMti-1}（i=1，2）進(jìn)行OLS估計(jì)，得到誤差修正（ECM）模型：

△ZAIMt=0.4029△ZAFDIt+0.7555△ZAIMt-1-0.5281ECMt1-1

（0.4570） （4.83602） （-4.2171）（方程3）

R2=0.4586=0.4071 DW=1.7631

△ZAEXt=0.7310△ZAFDIt-0.7575ECMt2-1

（2.5631） （-3.5896）（方程4）

R2=0.3112 =0.2812 DW=1.7785

上式中，ECMt1-1和ECMt2-1分別為方程1和2的前期誤差，其前面的系數(shù)為誤差修正系數(shù)，分別表示被解釋變量ZAIMt、ZAEXt對(duì)誤差的調(diào)整速度。

從誤差修正方程3和方程4可以看出，回歸方程有可能缺省了變量，因?yàn)閮蓚€(gè)方程的R2均比較低，但是方程的DW都通過(guò)了檢驗(yàn)，即方程不存在自相關(guān)，說(shuō)明并不影響已有變量的關(guān)系。方程3在10%的顯著性水平下，ZAFDI的參數(shù)系數(shù)不顯著，說(shuō)明實(shí)際外商直接投資的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)實(shí)際進(jìn)口額的當(dāng)期波動(dòng)沒(méi)有顯著的影響；△ZAIMt-1的參數(shù)系數(shù)顯著，說(shuō)明實(shí)際進(jìn)口額的前期波動(dòng)對(duì)實(shí)際進(jìn)口額的當(dāng)期波動(dòng)有顯著的影響；方程4在5%的顯著性水平下，ZAFDI的參數(shù)系數(shù)顯著，說(shuō)明實(shí)際外商直接投資的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)實(shí)際出口額的當(dāng)期波動(dòng)有顯著的影響，且其變動(dòng)符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致；此外，兩方程的誤差修正系數(shù)均顯著，且均符合反向的修正機(jī)制，說(shuō)明實(shí)際外商直接投資和實(shí)際進(jìn)口額、實(shí)際外商直接投資和實(shí)際出口額之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系制約著他們的變化，促使他們走向均衡，即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將分別以-0.5281、-0.7575的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論

從長(zhǎng)期來(lái)看，湖南省實(shí)際外商直接投資和實(shí)際進(jìn)口額、實(shí)際出口額之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且湖南省實(shí)際外商直接投資對(duì)實(shí)際進(jìn)口額和實(shí)際出口額的產(chǎn)出彈性分別為0.95839和0.95913，實(shí)際外商直接投資的變化對(duì)實(shí)際出口額的影響要大于對(duì)實(shí)際進(jìn)口額的影響。從短期來(lái)看，實(shí)際進(jìn)口額的前期波動(dòng)對(duì)實(shí)際進(jìn)口額的當(dāng)期波動(dòng)有顯著的影響，實(shí)際外商直接投資的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)實(shí)際出口額的當(dāng)期波動(dòng)有顯著的影響，且均呈現(xiàn)反向的修正機(jī)制。當(dāng)ZAFDI和ZAEIM、ZAFDI和ZAEX的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，分別以-0.5281、-0.7575的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)一步說(shuō)明了實(shí)際外商直接投資和實(shí)際進(jìn)口額更多的是相互促進(jìn)，而實(shí)際外商直接投資的增加則促進(jìn)了實(shí)際出口額的增加。

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作者簡(jiǎn)介：王雅（1990- ），女，漢族，湖南常德市人，統(tǒng)計(jì)學(xué)碩士，單位：吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)