FDI與我國國際貿易、外匯儲備關系的實證研究

郭小小

摘 要 自從進入經濟全球化以來，國際貿易與投資蓬勃發展，我國吸收外商直接投資的金額不斷增多，我國的外匯儲備急劇增長，國際貿易也取得了極大成就。外商直接投資、國際貿易與外匯儲備之間的關系也引起了現代人的廣泛關注。本文基于var模型，對外商直接投資、進出口貿易與我國外匯儲備的關系展開了實證研究。

關鍵詞 FDI；國際貿易；外匯儲備；var模型；脈沖響應

一、引言

外商直接投資引起的外資流入，極大地填補了我國產業發展而造成的外匯缺口和資金缺口。實際利用外資金額從1983年22.61億美元增加到2016年的1206.01億美元。國際貿易也呈現欣欣向榮的態勢，出口貿易總額由1983年的222.26億美元增加到2016年的20976.31億美元，進口貿易總額由1983年的213.9億美元增加到2016年的15879.26億美元。隨著經濟不斷進步，外匯儲備也在快速擴大規模，從1983年的89.01億美元增長到2016年的30105.17億美元。

國內外學者對外商直接投資與進出口貿易關系的研究，形成了三種觀點：相互替代、相互補充、相互融合三種關系。Mundell（ 1957）認為由于國際貿易壁壘，FDI可以替代國際貿易，從而限制國際貿易的發生。Markusen（1983）表明生產要素如果能自由流動，國際貿易將增加，FDI對進出口產生促進作用。隨著研究的不斷深入，學者們發現由于外商直接投資存在動機差異和行業差別，FDI對國際貿易的替代效應并不完全，而體現的是相互融合的關系，并不是非此即彼。

而外商直接投資與外匯儲備的關系，也是很多學者感興趣的話題。傅建東（2010年）通過1986-2009年度數據構建模型，得出FDI可以調節外匯儲備帶來的不同效應。段潔新、王志文、陳丹（ 2013） 等認為外匯儲備規模與出口總額進口總額、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期協整關系。

為了更好地理解外商直接投資與進出口貿易、外匯儲備之間的關系。本文基于向量自回歸模型（VAR模型）的脈沖響應函數和方差分解技術，對FDI和我國進出口貿易、外匯儲備之間的長期相互動態關系以及FDI與進出口貿易、外匯儲備在解釋對方變動時的貢獻度進行深入探究。

二、變量平穩性與協整檢驗

1.樣本數據和變量說明

考慮到數據的可獲得性，本文分析所用到的數據為1983-2016年我國出口總額、進口總額、實際利用的外商直接投資金額和外匯儲備的年度數據，來源于中經網統計數據庫。為消除變量之間的異方差性和自相關性，分別對外匯儲備總額、出口總額、進口總額和實際利用的外商直接投資金額取對數，為四個變量，記作LNFER、LNEXP、LNIMP、LNFDI。利用軟件Eviews7.0分析。取對數后的趨勢圖如圖2.1。

從圖2-1中可以看出，LNFDI、LNEXP、LNIMP和LNFER有共同的變化趨勢，都隨著時間的推移不斷上升的趨勢，為非平穩序列，說明這四個變量之間可能存在長期均衡關系。

對四個變量進行一階差分，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中顯示四個變量在經過一階差分后，大致呈現出平穩的狀態，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平穩，接下來對各序列進行ADF單位根檢驗。

2.單位根平穩性檢驗

ADF單位根檢驗有三個模型。若檢驗的結果三個模型均拒絕原假設，則認為該變量是非平穩變量；若其中有一個模型沒有拒絕原假設，就可認為該變量為平穩變量。模型的選擇需要根據根據變量的經濟意義和數據軌跡圖來做出選擇，即有截距項、有截距項和趨勢項，不含有趨勢項和截距項。經過反復嘗試，對不同的變量采取不同的模型，得到ADF檢驗結果。

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。同時，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。說明在10%的顯著性水平下，四個變量在一階差分后都變得平穩了。所以原來四個變量都是一階單整序列。

3.協整檢驗

為了分析外匯儲備、外商直接投資及進出口之間是否存在長期均衡關系，需要對變量進行協整分析，根據平穩性檢驗結果可知，所有變量經過一次差分后均平穩，可以進行協整檢驗，采用Johansen協整檢驗法進行協整檢驗。

非約束協整秩檢驗結果如表2.1所示，在5%的顯著性水平下，在至多兩個協整方程的原假設下，跡統計量為10.29，p值為0.26，接受原假設。而在至多一個和沒有協整方程的原假設下，p值分別為0.00、0.01，不接受原假設。表明外商直接投資、進出口總額、外匯儲備之間存在長期協整關系，且有兩個協整方程。

三、VAR模型

1.模型建立與檢驗

協整檢驗只能說明變量間是否存在長期均衡關系。但要想知道各變量的單位變化如何通過其內在聯系引起對整個系統的擾動，以及各變量對這些擾動的綜合反應，就需要建立VAR模型對四個變量做脈沖響應分析并最終確定各變量之間的關系。

建立VAR模型之前首先需要確定滯后期數，最優滯后階數為各檢驗統計量取值最小時的期數，無法同時達到最小，則根據表中帶星號最多的階數確定最優期數。本文選取滯后期數為滯后兩期，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，可決性殘差協方差為7.92E-09，對數似然值為116.8307，AIC準則值為-5.05，SC準則值為-3.40。采用單位圓、特征根對VAR模型進行穩定性檢驗，特征根檢驗結果如圖3.1所示。所有根都在單位圓內，說明所修正的模型滿足穩定性條件。說明VAR模型的設定是正確的。可以作為下一步分析的依據。

2. Granger因果檢驗

接著對四個變量進行Granger因果檢驗，滯后階數為2，檢驗結果如表3.2所示。

外匯儲備分別與外商直接投資、進口總額互為Granger因果關系的原因，而出口總額是外匯儲備的Granger因果關系的原因，外匯儲備卻不是出口總額的原因。外商直接投資額和進口總額可以用來調節外匯儲備額，反之亦然。出口總額也在一定程度上可以調節外匯儲備。

3.脈沖響應分析

由于VAR（p）模型不是以經濟理論為依據，而是數據導向性的建模過程，因此模型中許多參數可能并不具有明顯的經濟意義。實際利用VAR（p）模型進行分析時，某個變量的擾動項的變動對其本身以及系統中其他變量的影響情況，需要進行脈沖響應分析。

由左上圖脈沖響應函數曲線可知，FDI對其自身一個標準差擾動項具有明顯的正向效應，在第二期達到最大值0.155后開始逐期遞減，但仍然是正向響應。LNFER在前三期脈沖函數曲線呈上升趨勢，而后開始逐步回落至平穩狀態。說明外匯儲備的增加在短時間內可以促進FDI的增加，之后影響程度變小。而LNIMP會受到長期的負向沖擊，在第四期達到最低點，之后負向效應逐步減弱。說明進口貿易對外商直接投資有一定替代作用。出口貿易促進FDI的發展。

由右上圖，出口貿易對自身的一個標準差擾動項沖擊從第一期就有正向效應，在第四期達到最大值0.126，之后逐期減少，一直保持正向。其他三個變量也都是正向沖擊，所以FDI、進口貿易和外匯儲備對出口貿易都是積極影響。

由左下圖，進口貿易對自身的一個標準差擾動項沖擊一直保持正向效應，前五期較為平穩，第六期開始降低。LNIMP對LNFDI的沖擊，在第三期達到最低值0.006。其經濟意義是FDI對進口貿易有正向推動作用。這是由于外商投資企業在開始階段需要大量進口企業相關設備和原材料，導致了進口有明顯增加。其他兩個變量出口貿易、外匯儲備對進口貿易也有相似的推動作用。

由右下圖，外匯儲備對自身的一個標準差擾動項呈現先增后減的正向沖擊，在第二期達到峰值0.162，之后逐期減少，保持穩定的正向效應。FDI和進口貿易在第一期都表現為負向沖擊，表明短期內FDI和進口貿易對外匯儲備呈現抑制作用，但是之后每期的效應都是正的，說明這兩者對外匯儲備長期表現為促進作用。

4.方差分解

就LNFDI變量來說，當為第十期時，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的貢獻率僅為3%。說明就整體而言，FDI受其自身影響最大。

就LNEXP變量而言，隨著時間的推移，FDI和外匯儲備對出口貿易的貢獻率始終相近，說明影響效果相差無幾。

而在進口貿易的方差分解結果中，第十期時，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%，外匯儲備解釋了12%。出口貿易對進口貿易的促進作用超過其自身的影響，說明出口極大的推動進口貿易。

外匯儲備自身對方差解釋的貢獻度隨著期數的增加，不斷減少，而FDI對它的貢獻度卻是逐期增加的，進口貿易對其的解釋程度則一直保持在較低水平，出口貿易與進口貿易相反，一直保持40%左右的高水平上。在第十期時，外匯儲備自身貢獻度只有18%，而出口占有44%，FDI有35%。表明FDI對外匯儲備的促進作用會隨著時間演進而加大，出口始終對外匯儲備有高水平的促進作用。

四、結論與建議

1.結論

本文利用基于Johansen的協整分析，VAR模型的Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數法和方差分解法，對我國從1983年至2016年的外商直接投資和進出口貿易及外匯儲備之間的相互影響納入統一框架中進行動態考察。得出以下結論：

（1）FDI、出口貿易、進口貿易、外匯儲備通過ADF單位根檢驗和協整分析，發現四個變量之間存在長期均衡關系，可以構成兩個協整方程。

（2）Granger因果關系檢驗表明，外匯儲備分別與FDI、進口總額互為Granger因果關系的原因，出口貿易是外匯儲備的單向Granger因果關系的原因。外匯儲備可以通過有因果關系的變量來進行調節。

（3）由脈沖響應函數可知，FDI、出口貿易和外匯儲備三者之間都是相互促進，而進口貿易對FDI有替代作用。說明我國出口貿易對FDI的影響符合替代理論，由于投資壁壘與行業差異，投資國用出口貿易來替代對我國的直接投資，提高在我國的市場占有率和收益最大化。

（4）方差分解結果表明FDI和出口受其自身影響最大，出口貿易對進口貿易的影響極大。FDI對外匯儲備的促進程度隨著時間的推移逐漸增大，出口貿易對外匯儲備的促進影響則是一直保持高水平穩定狀態。

2.建議

基于以上結論，提出以下建議：

（1）我國應進一步為國外提供良好的投資環境，制訂吸引外商投資的政策法規，利用FDI促進我國產業結構和進出口產品結構升級，提高我國產品出口附加值和國際市場占有量。學習國外先進的管理理念和創新思想，打造專屬我國的國際知名品牌，開拓國際市場。

（2）重視外匯儲備與進出口貿易的雙向作用。調整進出口貿易結構，重視進出口的動態平衡，讓外匯儲備在國內流動起來。我國中小微企業融資難的問題也能得到改善，恢復我國實體經濟的活力。

（3）逐步實現FDI從數量上的擴張到質量的提升。FDI的增加會使外匯儲備增加，為了不使外匯儲備給人民幣升值造成壓力，我國在2013年外匯儲備有所減少。只有FDI流入量得到控制，才能更好地服務于我國經濟發展。

參考文獻：

[1]Mundell. International trade and factor mobility [J]. American Economic Review. June 1957

[2]Markusen， James R. and Melvin. Factor movements and commodity trade as complemnets [J].Journal of International Economics.13（1983）

[3]鐘曉君.外商直接投資與我國進出口貿易關系研究[J].統計教育.2009（6）

[4]傅建東.FDI對我國外匯儲備增長的實證分析[J].特區經濟.2010（11）

[5]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M]. 北京：清華大學出版社.2006：249-270

[6]段潔新，王志文，陳丹.我國外匯儲備的影響因素研究[J].貨幣政策研究. 2013（8）