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时间:2018-04-01
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1、中国对外直接投资和出口关系的实证研究一、引言2017年9月末,中国外汇储备余额为9879亿美元,到11月,中国海关总署的数据显示,中国10份的贸易顺差猛增到238亿美元。由此可见,中国的外汇储备已经突破万亿美元大关,人民币升值的压力继续加大。在这一背景下,我国对外直接投资也获得了迅速发展,2017年一季度我国非金融类对外直接投资亿美元,与2017年同期相比增长280%。截至2017年6月末我国银行业机构对外直接投资额达亿美元。众所周知,出口是经济增长的引擎,跨国公司的对外直接投资是经济增长的发动机。随着中国对外直接投资掀起高潮,使得我们有必要研究中国对
2、外直接投资和出口之间的关系,以期对当前中国的投资政策提供一些启不。9/9国内外的学者对出口和对外直接投资的关系作了许多研究。在国外,蒙代尔(Mundell,1957)在H-O模型的基础上,放松了要素不可流动的假设,分析了贸易与资本流动的关系。他认为,在要素价格均等化定理的作用下,国际贸易和国际资本流动是相互替代的,即出口和对外直接投资存在替代关系。1966年,弗农(Vernon)利用国际生产和贸易的产品周期模型解释了在产品发展的不同阶段FDI和贸易的关系,在产品初期阶段,产品在母国生产并出口到国外市场,当产品成熟并标准化后,公司在海外投资并导致母国进口
3、,从而替代母国原先的出口。20世纪80年代,邓宁的国际生产折衷理论(Dunning,1980)表明,在不完全市场条件下,公司区位优势和所有权优势的融合,导致FDI对母国出口的替代。另外,施密茨和赫尔姆伯格(Schmitz&Helmberger,1970)表明,当技术先进的国家向资源丰富的国家投资时,FDI被用来利用国际劳动分工,实现生产的垂直化,从而导致产业间贸易,增加母国资本品的出口,即认为对外直接投资与出口存在互补关系。小岛清(1985)在其边际产业转移模型中证明,对外直接投资在具有贸易创造(促进母国出口和东道国进口、出口贸易)效应的同时,也存在替
4、代母国出口的效应。在国内,项本武(2017)运用引力模型,利用2000年和2001年中国对49个东道国的年出口流量及中国对这些东道国的年直接投资流量和年末直接投资存量,采用合成数据分析方法,得出FDI会促进中国出口的结论。9/9笔者根据中国1995-2017年的经济数据,利用协整和误差修正模型(ECM),对中国出口与对外直接投资的关系进行了定量分析,研究我国出口与对外直接投资的短期和长期的动态均衡关系。协整分析和误差修正模型(ECM)是比较成熟的计量经济分析技术,它能有效地克服传统计量经济分析技术在进行分平稳经济时间序列分析时所面临的种种困境。二、中国
5、对外直接投资和出口关系的实证研究(一)数据与变量笔者所使用的样本取自1995-2017年的年度对外直接投资流量和出口流量数据,数据分别来源于《2017年度中国对外直接投资统计公报》和各年度的《世界经济年鉴》(见表-1)。我们用EX代表出口,用FDI代表对外直接投资,由于数据的自然对数不改变协整关系,并能使趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象,所以对Ex和FDI进行自然对数变换,分别用lnEX和lnFDI表示自然对数的EX和FDI。(二)时间序列的平稳性检验首先用ADF单位根检验方法来检验时间序列的平稳性及单整阶数、时间序列lnFDI和lnEx的平
6、稳性,检验结果见表-2。由表-2可以看出,时间序列lnFDI和lnEX本身为非平稳序列,经过一阶差分后平稳,这说明lnFDI和lnEX是一阶单整序列。9/9(三)协整检验虽然lnFDI和lnEX都是非平稳的一阶单整序列,但它们可能存在某种平稳的线性组合,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。首先,建立lnEX和lnFDI的回归模型:InEX=+lnFDIt检验()()R2==其次,假设此次回归所得的残差项为e1,并对e1做单位根检验,一个不包含截距项、趋势项和差分滞后项的检验模型为:△elt=-lne1t-1t检验(-)R2=D.W
7、=这里的t检验值小于5%显著性水平下的ADF临界值-,说明e1为平稳序列,所以lnEX和lnFDI是(1,1)阶协整的。 (四)建立误差修正模型以稳定的时间序列e1t-1作为误差修正项,用打开误差修正项括号的方法直接估计误差修正模型,适当的估计式为:9/9△lnEXt=-△lnFDIt+lnEXt-1-146lnFDIt-1(1)t检验(-)(-)()(-)R2==∑e2=这里,除lnFDIt-1外,各变量在5%的显著性水平下通过显著性检验,lnFDIt-1在10%的显著性水平下也能通过显著性检验,故可认为方程通过了变量显著性检验。把(1)式写成误差
8、修正模型的形式:△lnEXt=-△lnFDIt-()(1nExtt-1-FDItt-1)由此可
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