江浙沪地区外商直接投资对贸易影响的实证分析.pdf

高千舒+杨智行+邹雨函

[摘 要]国际贸易与国际投资是经济全球化时代推动国家经济发展的重要力量，文章立足于吉林省，通过相关性分析、单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验等实证分析手段探讨外商直接投资与吉林省进口贸易之间的关系，探讨经济发展新常态背景下吉林省转型发展之路。

[关键词]外商直接投资；进口贸易；实证分析

[DOI]1013939/jcnkizgsc201803012

1 引 言

随着全球经济一体化进程的加速，国际贸易与外商直接投资已经成为当今世界各个国家与地区经济增长的主要推动力量。贸易与投资的一体化在中国表现得尤为突出。改革开放以来，吸引外商在华直接投资，发展国际贸易一直是改革开放政策的主要内容。随着几十年的逐渐发展与深化，我国从过去允许外国企业在华进行小规模的投资已逐渐发展成主动吸引大量外商投资。自1994年起，我国已逐步成为吸引外商直接投资最多的发展中国家。大量引进外商投资不但导致了中国贸易的迅速发展和经济的不断向好趋势，也慢慢改变着我国的贸易结构与经济增长方式。

吉林省地处东北老工业基地，以其发达的制造工业闻名。改革开放后随着经济的不断增长，中国的产业结构已逐渐发生了变化。20世纪70年代以来，第一产业在全国生产总值的比重不断下降，第三产业逐年上升，外商直接投资的主要侧重产业也逐渐从制造业向服务业倾斜，这使得中国的进出口贸易结构受到了相应的影响。在这种背景下，我们需要深入了解吉林省的外商直接投资状况，更需要系统地研究对外商直接投资如何影响吉林省的进出口贸易，从而对今后的引资政策调整给予一定的实证支持。吉林省近年来吸收和利用外商直接投资的情况如何？其投资情况如何对进出口贸易产生影响？如何使进出口贸易与外商直接投资相辅相成、互相促进？这些问题的研究对于吉林省发展经济有着重要的现实意义。

从文献上看，目前的外商投资与贸易相关的论文主要集中于全国范围内外商直接投资对贸易结构的影响。由于吉林省近年来第三产业转型困难重重，外商对吉林省的直接投资远远不如中国其他发达省份，因此关于吉林省外商投资对贸易影响的研究少之又少。此外，全国外商投资与贸易的相关关系的研究旨在解决外商直接投资在中国产业分布不均等问题。根据现有的外商直接投资与贸易理论，大致可分为投资替代贸易和投資贸易相互促进两个方面。而针对吉林省的外商直接投资与贸易的研究中，并没有详细阐述二者是否为上述两种关系之一。因此，本文通过吉林省历年外商投资状况与吉林省历年进口贸易进行分析，了解外商投资规模及其产业分布，深入研究外商投资对进口贸易的影响。

2 实证分析

本文以吉林省1985—2015年的数据为基础进行实证分析，从实证的角度证明外商直接投资与吉林省进口贸易是否存在相互促进的关系。由于1985年以前的数据较少，本文采取了近20年的吉林省生产总值、人口、物价指数等作为控制变量，分别运用相关分析、协整检验、单位根检验和格兰杰因果检验对吉林省外商投资和进口贸易进行分析。

2.1 相关性分析

由于本文的数据均为数值数据，因此，可以用皮尔逊相关系数对变量间的相关程度进行测量，皮尔逊相关系数公式如下：

为研究各变量之间的影响，对变量进行相关性分析，若被解释与解释变量之间相关性较高，则模型研究是有意义的，若自变量之间相关性过高，则变量之间的多重共线性较强，模型回归结果不可靠，为研究两两变量之间的相关关系，对两两变量之间进行相关性分析并检验相关性的显著性。

可以看到，解释变量之间大部分变量之间的关系为强相关，相关性的绝对值接近于1，对变量进行逐步回归去除变量，最后留下LNFDI、LNREER、LNPOP变量。

LNIM=α0+α1LNFDI+α2LNREER+α3LNPOP+εi

其中，LNIM是指吉林省进口的自然对数，LNREER是指汇率的自然对数，LNPOP是指人口的自然对数，α0为常数项，αi为系数项，εi为随机误差项。

2.2 单位根检验

由于经济环境中的数据大部分是不平稳的，如果直接对这些数据进行回归分析可能会出现“伪回归的现象”，对原始数据进行对数化处理，使数据的线性趋势更加显著，因此需要对原始数据进行单位根检验，得到如下结果。

根据以上结果可以得出：变量的原始序列在5%的显著性水平下是不显著的，即序列在原序列水平下是不平稳的，而一阶差分后的序列均在005的显著性水平下拒绝存在单位根的原假设，即一阶差分后的序列均为平稳序列。在此，原序列为I（0）序列，一阶差分后的序列为I（1）序列，序列都是I（1）序列。

2.3 协整检验

由于各变量均是一阶单整，因此可以得出序列的线性组合可能是平稳的，即变量之间可能存在协整关系，现采用Johansen检验法检验两个变量之间是否存在平稳关系，在进行协整关系之前，需要用VAR滞后阶数的检验确定最优滞后阶数，则协整检验的滞后阶数为VAR最优滞后阶数减1。

在005的显著性水平下，拒绝不存在协整、至少存在一个协整、至少存在两个协整、至少存在3个协整的原假设，即各变量之间至少存在4个协整关系，变量间存在协整关系。

协整方程：

LNIM=480918+0357×LNFDI-3018×LNREER+62945×LNPOP

LNFDI、LNREER、LNPOP对LNIM的影响系数分别为0244、-2546、29387，LNFDI对LNIM有正向影响，且在005的显著性水平下显著，对应的调整R2为0906，模型解释了整体的9060%，F值为97217，对应的p值为0000，在005的显著性水平下整个模型是显著的。FDI每增加1%，均会引起IM增加0244%。

2.4 格兰杰因果检验endprint

由于变量之间存在协整关系，且最优滞后阶数为3，在滞后阶数为3的情况下，对变量进行格兰杰因果检验。

在01的显著性水平下，拒绝LNIM不是LNFDI与LNREER的格兰杰原因，即LNIM是引起LNFDI与LNREER的格兰杰原因。但由于F检验不显著，因此无法证明LNFDI是LNIM的格兰杰原因。

经过上述实证分析，可以得出如下结论。

吉林省进口贸易的增长对外商直接投资有着显著的促进作用，但外商直接投资对吉林省进口贸易并没有产生明显的反向促进。因此吉林省外商直接投资与进口贸易的关系并不像发达省份一样，两者呈现相辅相成，相互促进的关系。

3 结 论

3.1 进口贸易对吉林省外商直接投资起到了一定的促进作用

首先，进口的增加展现了本土较大的市场需求与市场发展潜力，外商投资规模不可能仅仅局限于之前的水平。进口贸易的逐渐增大带动了市场的扩张与需求的增加，进而吸引更多的外商投资。其次，进口贸易的增长带动了本土企业的繁荣。由于进口产品质量相对优于本土产品，因此本土企业为了适应激烈的市场竞争环境必然改善生产技术，提高劳动生产率。生产技术的改良与劳动生产率的提高意味着良好的企业发展前景，间接吸引了外商在本土企业的投资。此外，进口贸易的增长能促进投资方与资本流入方之间的相互了解。随着进口贸易的增加，市场规模逐渐扩大，透明度也随之提高，这将导致制约外商投资的其他因素不断减少。投资方在更加了解资本流入的情况及相应的风险水平后更倾向于增加其投资额。因此进口贸易的增长对外商投资也起到了促进的作用。

3.2 外商直接投资对吉林省进口贸易并无明显的促进作用

首先，吉林省的生产成本与欧美发达国家相比相对较低。低廉的生产成本吸引大量外商在吉林省内投资并进行生产，生产出成品后再出口至海外。因此外商直接投资从间接的角度促进了吉林省对国内稀缺或是相对价格较高的原材料的出口贸易，但对吉林省进口贸易并无明显的影响。其次，由于吉林省第一产业相对较为发达，外商投资主要集中于制造业等方面，因此投资目的主要为了改良现有生产设备以及生产技术等。第一产业的发展最终将导致吉林省对外出口贸易的增加，而对进口贸易的影响则相对较小，因此外商直接投资对吉林省进口贸易并无明显的促进关系。

综上所述，结合吉林省目前的实际情况，应重点发展进口贸易以吸引更多的外商投资，从而带动吉林经济的总的增长与结构转型。可通过降低关税，取消关税壁垒等方式进一步刺激进口贸易，同时注重于进口国的经济、文化交流，以获取更多的贸易往来机会。此外，技术进步也是外商投资与贸易往来重要的催化剂。发达的技术必将引起外商的青睐，进而促进贸易往来与投资，实现产业结构调整优化与经济增长。

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[作者简介]高千舒（1995—），女，汉族，吉林长春人，吉林大学经济学院国际经济与贸易专业；杨智行（1997—），男，汉族，广东深圳人，吉林大学经济学院国际经济与贸易专业；邹雨函（1997—），女，汉族，黑龙江鹤岗人，吉林大学经济学院经济学专业。endprint