外資企業出口與我國內資企業出口關系研究

摘要：利用協整檢驗、因果關系檢驗以及誤差修正模型，對外商投資企業出口與我國內資企業出口之間的關系進行了研究。協整檢驗結果表明，從長期來看，外商投資企業的出口積極地促進了我國內資企業的出口；誤差修正模型表明，短期來看，外商投資企業的出口對我國內資企業的出口具有替代效應；格蘭杰因果關系表明，外商投資企業的出口與我國內資企業的出口之間存在雙向的因果關系。

關鍵詞：外資企業出口；內資企業出口；協整檢驗；因果關系檢驗；誤差修正模型

中圖分類號：F752．6

文獻標識碼：A

一、引言

據海關統計，2004年我國的出口貿易總額為5933．7億美元，是1981年的27倍，其中，外商投資企業出口總額為3 386．1億美元，是1981年的10581．6倍，1981－2004年間外商投資企業出口額年均增長率為49．62％，其出口總額占我國出口總額的比重由1981年的0．15％逐漸上升到2004年的57．03％；2004年我國內資企業出口總額為2547．6億美元，是1981年的11．6倍，1981－2004年間其出口額年均增長率為11．24％，其出口總額占我國出口總額的比重由1981年的99．85％逐漸下降到2004年的42．93％，外商投資企業的出口額從2001年開始超過了內資企業的出口額?？梢姡馍掏顿Y企業對我國的出口貿易做出了重大的貢獻。

從圖1可以看出，外商投資企業的出口增長率要高于內資企業的出口增長率，因此外商投資企業較內資企業具有更大的出口傾向，且外商投資企業的出口逐年遞增，而內資企業的出口在某些年份出現了遞減，前者對后者是起促進作用還是抑制作用，單純從二者的變化趨勢很難做出判斷，因此有必要借助數學工具(協整檢驗和因果關系檢驗)對二者的關系進行計量研究。

二、計量方法和模型

(一)單位根檢驗

筆者采用ADF(The Augmented Dickey FullerTest)方法檢驗時間序列變量的穩定性，即進行如下回歸：

式中a₀為常數項，a₁、a₂、a₃為系數項，t為趨勢項，u₁為白噪聲差項。并假設檢驗：H₀：a₂=0；H₁：a₂<0，如果接受假設H₀，而拒絕假設H₁，則說明序列x_t存在單位根，即序列是非平穩的；否則說明序列不存在單位根，即序列是平穩的。方程中加入個滯后項是為了使殘差項為白噪聲。

(二)協整分析

協整分析技術是20世紀80年代以來計量經濟學方法論的重大突破，如果所涉及的變量都是一階差分平穩的，且這些變量的某種線形組合是平穩的，則稱這些變量之間存在協整關系。協整關系反應了所研究的變量之間存在一種長期穩定的均衡關系，從經濟意義上來說，這種協整關系的存在可以通過其它變量的變化來影響另一變量的變化。筆者采用Johansen(1990)提出的“極大似然法”來進行檢驗。

(三)誤差修正模型

誤差修正模型是協整分析的一個延伸，協整方程反映的是變量間的長期均衡關系，但不能很好地反映變量間的短期變動關系，故還需建立誤差修正模型以期能從長期和短期兩個方面更好地了解變量之間的關系。如果包含在向量自回歸(EC)模型中的變量存在協整關系，則可以建立包含誤差修正項(VAR)在內的誤差修正模型(ECM)，以此來研究模型的短期動態特征，誤差修正項的大小表明了從非均衡向長期均衡狀態調整的速度，誤差修正項的一般形式為：

對于具有協整關系的變量，可以采用水平狀態下的VAR模型進行變量間的因果關系檢驗，對于不存在協整關系的變量，可以采用各自的一階差分序列(單位根檢驗表明其均為平穩序列)進行因果關系檢驗。

以上檢驗分析采用的計量軟件是Eviews3．0。

三、變量的說明與數據的選擇

從各期《中國對外經濟統計年鑒》和《中國對外經濟貿易年鑒》可以得到1981－2004年以當年價格計算的中國各年出口貿易總額和外商投資企業的出口貿易總額(MBEX)數據，前者減去后者的數值即認為是我國內資企業的出口貿易總額(DEX)，同時將這些以美元表示的數據換算為億元人民幣表示。

從《中國統計年鑒》可以得到各年的商品零售價格指數。將MNEX、DEX分別除以商品零售價格指數(1981=1)得到它們的實際值。為了消除數據中可能存在的異方差問題，在計量檢驗時，筆者分別對上述時間序列變量進行自然對數變換，并分別記為：LMNEX、LDEX。

四、檢驗結果及分析

(一)變量的單位根檢驗結果

由表1可知，變量LMNEX在1％的顯著性水平上存在一個單位根，變量LDEX在5％的顯著性水平上存在一個單位根，故這兩個變量的水平序列都是非平穩的。而它們的一階差分序列在1％的顯著性水平上均不存在單位根，都是平穩的，即都是，(1)序列，故各序列均滿足進行協整檢驗的前提條件。

表2結果表明，在5％臨界值下，變量LMNEX與LDEX存在唯一的協整關系，即存在長期的均衡關系。估計出的協整關系所對應的長期方程為：

LDEX=5．6937+0．3059LMNEX

(0．0218)

協整方程表明，從長期來看，外商投資企業的出口對我國內資企業的出口產生了積極的影響，外商投資企業出口額每增加1個百分點，我國內資企業的出口額將增加0．31個百分點。

(三)誤差修正模型

各變量的系數均通過了至少10％的顯著性檢驗，從誤差修正模型可以看出，滯后一期的外商投資企業的出口對我國內資企業的出口產生了促進效應，滯后二期的外商投資企業的出口對我國內資企業的出口產生了替代效應，但其短期促進作用明顯要小于協整方程中的長期促進作用。

(四)因果關系檢驗結果

由于LMNEX與LDEX具有協整關系，故可以采用水平狀態下的VAR模型進行變量間的Granger因果關系檢驗。檢驗結果見表3。

表3結果表明，在10％的顯著性水平下，外商投資企業的出口(MNEX)是內資企業出口(DEX)的Granger原因，在1％的顯著性水平下，內資企業的出口(DEX)是外商投資企業出口(MNEX)的Granger原因，因此二者之間存在雙向的Granger因果關系，即外商投資企業出口的增加導致了我國內資企業出口的增加，同時我國內資企業出口的增加也導致了外商投資企業出口的增加。

五、結論

上述研究表明，從長期來看，外商投資企業的出口增長積極地推動了我國內資企業的出口增長，這表明外商投資企業對我國內資企業有正的出口溢出效應，但在短期內存在替代效應，同時格蘭杰因果關系表明，外商投資企業出口的增加是我國內資企業出口增加的原因，我國內資企業出口的增加也是外商投資企業出口增加的原因，對這種情況的解釋是外商投資企業大多分布于我國出口傾向較大的產業部門，內資企業出口越多，反應我國該產業的國際競爭力越強以及較好的投資環境，因此會吸引越多的外商投資企業來投資，而這些外資企業大多是面向國際市場的。因此，外商投資企業與我國內資企業在國際市場上的競爭，并沒有擠占我國內資企業的海外市場，而是相互促進，共同發展。

(責任編輯：古巖)

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