郭小小

摘 要 自從進(jìn)入經(jīng)濟(jì)全球化以來，國(guó)際貿(mào)易與投資蓬勃發(fā)展，我國(guó)吸收外商直接投資的金額不斷增多，我國(guó)的外匯儲(chǔ)備急劇增長(zhǎng)，國(guó)際貿(mào)易也取得了極大成就。外商直接投資、國(guó)際貿(mào)易與外匯儲(chǔ)備之間的關(guān)系也引起了現(xiàn)代人的廣泛關(guān)注。本文基于var模型，對(duì)外商直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與我國(guó)外匯儲(chǔ)備的關(guān)系展開了實(shí)證研究。

關(guān)鍵詞 FDI；國(guó)際貿(mào)易；外匯儲(chǔ)備；var模型；脈沖響應(yīng)

一、引言

外商直接投資引起的外資流入，極大地填補(bǔ)了我國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展而造成的外匯缺口和資金缺口。實(shí)際利用外資金額從1983年22.61億美元增加到2016年的1206.01億美元。國(guó)際貿(mào)易也呈現(xiàn)欣欣向榮的態(tài)勢(shì)，出口貿(mào)易總額由1983年的222.26億美元增加到2016年的20976.31億美元，進(jìn)口貿(mào)易總額由1983年的213.9億美元增加到2016年的15879.26億美元。隨著經(jīng)濟(jì)不斷進(jìn)步，外匯儲(chǔ)備也在快速擴(kuò)大規(guī)模，從1983年的89.01億美元增長(zhǎng)到2016年的30105.17億美元。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究，形成了三種觀點(diǎn)：相互替代、相互補(bǔ)充、相互融合三種關(guān)系。Mundell（ 1957）認(rèn)為由于國(guó)際貿(mào)易壁壘，F(xiàn)DI可以替代國(guó)際貿(mào)易，從而限制國(guó)際貿(mào)易的發(fā)生。Markusen（1983）表明生產(chǎn)要素如果能自由流動(dòng)，國(guó)際貿(mào)易將增加，F(xiàn)DI對(duì)進(jìn)出口產(chǎn)生促進(jìn)作用。隨著研究的不斷深入，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)由于外商直接投資存在動(dòng)機(jī)差異和行業(yè)差別，F(xiàn)DI對(duì)國(guó)際貿(mào)易的替代效應(yīng)并不完全，而體現(xiàn)的是相互融合的關(guān)系，并不是非此即彼。

而外商直接投資與外匯儲(chǔ)備的關(guān)系，也是很多學(xué)者感興趣的話題。傅建東（2010年）通過1986-2009年度數(shù)據(jù)構(gòu)建模型，得出FDI可以調(diào)節(jié)外匯儲(chǔ)備帶來的不同效應(yīng)。段潔新、王志文、陳丹（ 2013） 等認(rèn)為外匯儲(chǔ)備規(guī)模與出口總額進(jìn)口總額、外商直接投資、短期外債余額和人民幣匯率等影響因素之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

為了更好地理解外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備之間的關(guān)系。本文基于向量自回歸模型（VAR模型）的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，對(duì)FDI和我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備之間的長(zhǎng)期相互動(dòng)態(tài)關(guān)系以及FDI與進(jìn)出口貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備在解釋對(duì)方變動(dòng)時(shí)的貢獻(xiàn)度進(jìn)行深入探究。

二、變量平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗(yàn)

1.樣本數(shù)據(jù)和變量說明

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文分析所用到的數(shù)據(jù)為1983-2016年我國(guó)出口總額、進(jìn)口總額、實(shí)際利用的外商直接投資金額和外匯儲(chǔ)備的年度數(shù)據(jù)，來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。為消除變量之間的異方差性和自相關(guān)性，分別對(duì)外匯儲(chǔ)備總額、出口總額、進(jìn)口總額和實(shí)際利用的外商直接投資金額取對(duì)數(shù)，為四個(gè)變量，記作LNFER、LNEXP、LNIMP、LNFDI。利用軟件Eviews7.0分析。取對(duì)數(shù)后的趨勢(shì)圖如圖2.1。

從圖2-1中可以看出，LNFDI、LNEXP、LNIMP和LNFER有共同的變化趨勢(shì)，都隨著時(shí)間的推移不斷上升的趨勢(shì)，為非平穩(wěn)序列，說明這四個(gè)變量之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行一階差分，分別表示為DFDI、DEXP、DIMP、DFER。差分后的變量變化如圖2-2表示。

圖2.2中顯示四個(gè)變量在經(jīng)過一階差分后，大致呈現(xiàn)出平穩(wěn)的狀態(tài)，各序列很有可能存在一階單整過程。為了更好地說明差分后的變量是否確實(shí)平穩(wěn)，接下來對(duì)各序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。

2.單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)

ADF單位根檢驗(yàn)有三個(gè)模型。若檢驗(yàn)的結(jié)果三個(gè)模型均拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為該變量是非平穩(wěn)變量；若其中有一個(gè)模型沒有拒絕原假設(shè)，就可認(rèn)為該變量為平穩(wěn)變量。模型的選擇需要根據(jù)根據(jù)變量的經(jīng)濟(jì)意義和數(shù)據(jù)軌跡圖來做出選擇，即有截距項(xiàng)、有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，不含有趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)。經(jīng)過反復(fù)嘗試，對(duì)不同的變量采取不同的模型，得到ADF檢驗(yàn)結(jié)果。

在10%的顯著性水平下，不拒絕變量LNFDI、LNEXP、LNIMP、LNFER有單位根的假設(shè)。同時(shí)，在10%的顯著性水平下，拒絕變量DFDI、DEXP、DIMP和DFER有單位根的假設(shè)。說明在10%的顯著性水平下，四個(gè)變量在一階差分后都變得平穩(wěn)了。所以原來四個(gè)變量都是一階單整序列。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

為了分析外匯儲(chǔ)備、外商直接投資及進(jìn)出口之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，需要對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知，所有變量經(jīng)過一次差分后均平穩(wěn)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

非約束協(xié)整秩檢驗(yàn)結(jié)果如表2.1所示，在5%的顯著性水平下，在至多兩個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量為10.29，p值為0.26，接受原假設(shè)。而在至多一個(gè)和沒有協(xié)整方程的原假設(shè)下，p值分別為0.00、0.01，不接受原假設(shè)。表明外商直接投資、進(jìn)出口總額、外匯儲(chǔ)備之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，且有兩個(gè)協(xié)整方程。

三、VAR模型

1.模型建立與檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)只能說明變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但要想知道各變量的單位變化如何通過其內(nèi)在聯(lián)系引起對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的擾動(dòng)，以及各變量對(duì)這些擾動(dòng)的綜合反應(yīng)，就需要建立VAR模型對(duì)四個(gè)變量做脈沖響應(yīng)分析并最終確定各變量之間的關(guān)系。

建立VAR模型之前首先需要確定滯后期數(shù)，最優(yōu)滯后階數(shù)為各檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量取值最小時(shí)的期數(shù)，無法同時(shí)達(dá)到最小，則根據(jù)表中帶星號(hào)最多的階數(shù)確定最優(yōu)期數(shù)。本文選取滯后期數(shù)為滯后兩期，確定模型為VAR（2）。

VAR（2）模型的方程為：

++

模型整體模擬效果良好，其中Adj= 0.9783，Adj= 0.9951，Adj= 0.9912，Adj= 0.9934，可決性殘差協(xié)方差為7.92E-09，對(duì)數(shù)似然值為116.8307，AIC準(zhǔn)則值為-5.05，SC準(zhǔn)則值為-3.40。采用單位圓、特征根對(duì)VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，特征根檢驗(yàn)結(jié)果如圖3.1所示。所有根都在單位圓內(nèi)，說明所修正的模型滿足穩(wěn)定性條件。說明VAR模型的設(shè)定是正確的?？梢宰鳛橄乱徊椒治龅囊罁?jù)。

2. Granger因果檢驗(yàn)

接著對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，滯后階數(shù)為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表3.2所示。

外匯儲(chǔ)備分別與外商直接投資、進(jìn)口總額互為Granger因果關(guān)系的原因，而出口總額是外匯儲(chǔ)備的Granger因果關(guān)系的原因，外匯儲(chǔ)備卻不是出口總額的原因。外商直接投資額和進(jìn)口總額可以用來調(diào)節(jié)外匯儲(chǔ)備額，反之亦然。出口總額也在一定程度上可以調(diào)節(jié)外匯儲(chǔ)備。

3.脈沖響應(yīng)分析

由于VAR（p）模型不是以經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)，而是數(shù)據(jù)導(dǎo)向性的建模過程，因此模型中許多參數(shù)可能并不具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義。實(shí)際利用VAR（p）模型進(jìn)行分析時(shí)，某個(gè)變量的擾動(dòng)項(xiàng)的變動(dòng)對(duì)其本身以及系統(tǒng)中其他變量的影響情況，需要進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

由左上圖脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線可知，F(xiàn)DI對(duì)其自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)具有明顯的正向效應(yīng)，在第二期達(dá)到最大值0.155后開始逐期遞減，但仍然是正向響應(yīng)。LNFER在前三期脈沖函數(shù)曲線呈上升趨勢(shì)，而后開始逐步回落至平穩(wěn)狀態(tài)。說明外匯儲(chǔ)備的增加在短時(shí)間內(nèi)可以促進(jìn)FDI的增加，之后影響程度變小。而LNIMP會(huì)受到長(zhǎng)期的負(fù)向沖擊，在第四期達(dá)到最低點(diǎn)，之后負(fù)向效應(yīng)逐步減弱。說明進(jìn)口貿(mào)易對(duì)外商直接投資有一定替代作用。出口貿(mào)易促進(jìn)FDI的發(fā)展。

由右上圖，出口貿(mào)易對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)沖擊從第一期就有正向效應(yīng)，在第四期達(dá)到最大值0.126，之后逐期減少，一直保持正向。其他三個(gè)變量也都是正向沖擊，所以FDI、進(jìn)口貿(mào)易和外匯儲(chǔ)備對(duì)出口貿(mào)易都是積極影響。

由左下圖，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)沖擊一直保持正向效應(yīng)，前五期較為平穩(wěn)，第六期開始降低。LNIMP對(duì)LNFDI的沖擊，在第三期達(dá)到最低值0.006。其經(jīng)濟(jì)意義是FDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易有正向推動(dòng)作用。這是由于外商投資企業(yè)在開始階段需要大量進(jìn)口企業(yè)相關(guān)設(shè)備和原材料，導(dǎo)致了進(jìn)口有明顯增加。其他兩個(gè)變量出口貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備對(duì)進(jìn)口貿(mào)易也有相似的推動(dòng)作用。

由右下圖，外匯儲(chǔ)備對(duì)自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)項(xiàng)呈現(xiàn)先增后減的正向沖擊，在第二期達(dá)到峰值0.162，之后逐期減少，保持穩(wěn)定的正向效應(yīng)。FDI和進(jìn)口貿(mào)易在第一期都表現(xiàn)為負(fù)向沖擊，表明短期內(nèi)FDI和進(jìn)口貿(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備呈現(xiàn)抑制作用，但是之后每期的效應(yīng)都是正的，說明這兩者對(duì)外匯儲(chǔ)備長(zhǎng)期表現(xiàn)為促進(jìn)作用。

4.方差分解

就LNFDI變量來說，當(dāng)為第十期時(shí)，其方差解釋的83%來自自身的解釋，而LNEXP的解釋約占5%，來自LNIMP的解釋約為9%，LNFER的貢獻(xiàn)率僅為3%。說明就整體而言，F(xiàn)DI受其自身影響最大。

就LNEXP變量而言，隨著時(shí)間的推移，F(xiàn)DI和外匯儲(chǔ)備對(duì)出口貿(mào)易的貢獻(xiàn)率始終相近，說明影響效果相差無幾。

而在進(jìn)口貿(mào)易的方差分解結(jié)果中，第十期時(shí)，其方差解釋組成為：自身解釋約為21%，外商直接投資解釋了8%，出口解釋了59%，外匯儲(chǔ)備解釋了12%。出口貿(mào)易對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用超過其自身的影響，說明出口極大的推動(dòng)進(jìn)口貿(mào)易。

外匯儲(chǔ)備自身對(duì)方差解釋的貢獻(xiàn)度隨著期數(shù)的增加，不斷減少，而FDI對(duì)它的貢獻(xiàn)度卻是逐期增加的，進(jìn)口貿(mào)易對(duì)其的解釋程度則一直保持在較低水平，出口貿(mào)易與進(jìn)口貿(mào)易相反，一直保持40%左右的高水平上。在第十期時(shí)，外匯儲(chǔ)備自身貢獻(xiàn)度只有18%，而出口占有44%，F(xiàn)DI有35%。表明FDI對(duì)外匯儲(chǔ)備的促進(jìn)作用會(huì)隨著時(shí)間演進(jìn)而加大，出口始終對(duì)外匯儲(chǔ)備有高水平的促進(jìn)作用。

四、結(jié)論與建議

1.結(jié)論

本文利用基于Johansen的協(xié)整分析，VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)法和方差分解法，對(duì)我國(guó)從1983年至2016年的外商直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易及外匯儲(chǔ)備之間的相互影響納入統(tǒng)一框架中進(jìn)行動(dòng)態(tài)考察。得出以下結(jié)論：

（1）FDI、出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易、外匯儲(chǔ)備通過ADF單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)四個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以構(gòu)成兩個(gè)協(xié)整方程。

（2）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，外匯儲(chǔ)備分別與FDI、進(jìn)口總額互為Granger因果關(guān)系的原因，出口貿(mào)易是外匯儲(chǔ)備的單向Granger因果關(guān)系的原因。外匯儲(chǔ)備可以通過有因果關(guān)系的變量來進(jìn)行調(diào)節(jié)。

（3）由脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，F(xiàn)DI、出口貿(mào)易和外匯儲(chǔ)備三者之間都是相互促進(jìn)，而進(jìn)口貿(mào)易對(duì)FDI有替代作用。說明我國(guó)出口貿(mào)易對(duì)FDI的影響符合替代理論，由于投資壁壘與行業(yè)差異，投資國(guó)用出口貿(mào)易來替代對(duì)我國(guó)的直接投資，提高在我國(guó)的市場(chǎng)占有率和收益最大化。

（4）方差分解結(jié)果表明FDI和出口受其自身影響最大，出口貿(mào)易對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響極大。FDI對(duì)外匯儲(chǔ)備的促進(jìn)程度隨著時(shí)間的推移逐漸增大，出口貿(mào)易對(duì)外匯儲(chǔ)備的促進(jìn)影響則是一直保持高水平穩(wěn)定狀態(tài)。

2.建議

基于以上結(jié)論，提出以下建議：

（1）我國(guó)應(yīng)進(jìn)一步為國(guó)外提供良好的投資環(huán)境，制訂吸引外商投資的政策法規(guī)，利用FDI促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高我國(guó)產(chǎn)品出口附加值和國(guó)際市場(chǎng)占有量。學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)的管理理念和創(chuàng)新思想，打造專屬我國(guó)的國(guó)際知名品牌，開拓國(guó)際市場(chǎng)。

（2）重視外匯儲(chǔ)備與進(jìn)出口貿(mào)易的雙向作用。調(diào)整進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，重視進(jìn)出口的動(dòng)態(tài)平衡，讓外匯儲(chǔ)備在國(guó)內(nèi)流動(dòng)起來。我國(guó)中小微企業(yè)融資難的問題也能得到改善，恢復(fù)我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的活力。

（3）逐步實(shí)現(xiàn)FDI從數(shù)量上的擴(kuò)張到質(zhì)量的提升。FDI的增加會(huì)使外匯儲(chǔ)備增加，為了不使外匯儲(chǔ)備給人民幣升值造成壓力，我國(guó)在2013年外匯儲(chǔ)備有所減少。只有FDI流入量得到控制，才能更好地服務(wù)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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