【外商直接投資對浙江外貿發(fā)展的影響實證探究：基于VAR模型（論文）15000字】

[3]：何云強.單位根檢驗的影響因素及檢驗功效的探討[D].蘭州財經大學,2015yyy其中α為常數，δt是時間趨勢項，μt為隨機擾動項，且μt~N(0,σ2)。若|ρ|<1，則yt平穩(wěn)；若ρ=1判斷一個時間序列是否為平穩(wěn)的序列就可以通過檢驗ρ是否嚴格小于1來驗證。設定原假設為H0:ρ=1，備擇假設為方程兩邊同時減去yt?1ΔΔΔ其中γ=ρ?1，由此原假設相應變?yōu)镠0:γ=0，同時備擇假設也轉化為使用傳統(tǒng)的OLS參數估計普通最小二乘法的方法估計出回歸系數ρ及其標準差σ，構造t統(tǒng)計量來檢驗是否為單位根的過程。檢驗統(tǒng)計量為：DF=ρ普通最小二乘法以上述的DF檢驗為基礎，當檢驗含有高階序列自相關的序列的單位根時，可以推廣DF檢驗至ADF檢驗。ADF檢驗則是通過在回歸方程的右側添加ytΔΔΔ與上述DF檢驗類似，繼續(xù)使用傳統(tǒng)的OLS參數估計的方法估計出回歸系數ρ及其標準差σ，構造t統(tǒng)計量來檢驗是否為單位根的過程。若該時間序列為平穩(wěn)的，則不存在單位根；否則，就會存在單位根。若檢測結果顯示該時間序列為非平穩(wěn)的，就可能會導致其在回歸分析中存在偽回歸的現象，影響后續(xù)實證分析。協(xié)整檢驗是為了檢驗變量之間是否互相存在著一種穩(wěn)定的關系，非平穩(wěn)的時間序列有可能會存在著偽回歸的問題，為了避免該問題，對時間序列數據進行協(xié)整檢驗就是一個可行的方法。本文將采用Johansen協(xié)整檢驗的方法，對浙江省1986-2019年外商直接投資數據以及各組外貿統(tǒng)計數據進行協(xié)整檢驗。若檢驗結果顯示上述數據之間是協(xié)整的，就可以判定不會存在偽回歸的問題，并有理由相信各組數據之間存在著長期的均衡關系，為后續(xù)進一步建立VAR模型奠定前提基礎。3.3格蘭杰因果關系檢驗格蘭杰因果關系檢驗的前提條件就是時間序列數據應通過上述的平穩(wěn)性檢驗。對于時間序列變量X、Y，建立下列的回歸模型：YX模型(1)的原假設為H0:i=1mα若i=1mαi=0不成立，i=1mλi=0成立，則X是Y的格蘭杰原因，若i=1mαi=0成立，i=1mλi=0不成立，則Y是X的格蘭杰原因，若i=1mαi=0不成立，i=1mλi若i=1mαi=0成立，i=1mλi=0也成立，則但是值得注意的是，格蘭杰因果關系檢驗的最終結論僅僅只能被認為是某種預測，該檢驗的結果在某種程度上具有統(tǒng)計學上的意義，而非具有真正現實意義上的因果關系，不可單以其檢驗的結果作為肯定或是否定變量之間存在現實因果關系的依據，且根據大量學者的實證研究，均認為外商直接投資與某地區(qū)的對外貿易發(fā)展之間存在著或多或少的影響。當然這并不意味著該檢驗結果沒有任何的參考價值。3.4向量自回歸（VAR）模型自1980年Sims將向量自回歸（VAR）模型應用于經濟學的研究之中，如今在綜合分析多個相關經濟指標的關系方面，VAR模型已經成為了常用的操作較為簡易的統(tǒng)計模型之一。在上述平穩(wěn)性檢測的基礎上，進一步確定滯后階數P的選擇，并由此建立模型。向量自回歸（VAR）模型建立完成之后，運用脈沖響應函數對各變量之間的互動關系進行進一步的考察。k個變量的VAR模型為：Yt=A其中εt是干擾項，Xt是引入的外生變量，并定義相應的系數矩陣為VAR模型要求變量為弱平穩(wěn)的，對于不存在外生變量的VARp模型，但凡伴隨矩陣A的每個特征值的模都小于1，則VAR模型為平穩(wěn)的。此時VAR模型可以被寫成向量移動平均的形式：Yt=μ+i=0其中μ是表示Yt均值的k×1向量，?本文總共設定了4個向量，建立一個包含4個變量的VAR模型，并在模型建立之后應用脈沖響應函數，觀測FDI變化是否會對浙江對外貿易產生沖擊，該沖擊到底是為長期還是短期的，并對未來浙江省繼續(xù)吸引外資，加大外商直接投資力度提出預測，提升浙江對外貿易發(fā)展水平與利用外資的效率水平。4數據的選擇與處理分析4.1數據的選擇本文選取的數據主要是浙江省1986-2019年間歷年的外商直接投資（FDI）數據，同時還選取了浙江省1986-2019年間對外貿易發(fā)展的主要數據，包括浙江省年度的進出口貿易總額以及分別的進口額與出口額，該數據的來源均為浙江統(tǒng)計局官方網站內的歷年《統(tǒng)計年鑒》。同時本文還查閱了1986-2019年中國外貿發(fā)展的情況，選取這幾年間中國全國進出口貿易額進行分析，以便了解浙江省在全國對外貿易發(fā)展之中的地位，為進一步預測未來浙江省對外貿易的發(fā)展提供數據的依據。中國對外貿易現狀的數據于CSMAR數據庫內下載。同時為了深入分析浙江省在全國范圍內利用外商直接投資的情況，本文于中國國家統(tǒng)計局的官方網站內下載了2000-2019年中國實際利用外商直接投資的統(tǒng)計數據。本文設定的變量為1986年至2019年浙江省外商直接投資（FDI）的數據與在這時間區(qū)間內浙江省年度對外出口（EX）與進口（IM）總額以及進出口總額（TR），以上共計4個變量。由于2015年以后浙江統(tǒng)計局官方統(tǒng)計的進出口總額開始以人民幣為計價單位，為了更好地保證計價單位的一致性，本文將2015-2019年的浙江省進出口總額根據所處年份人民幣兌換美元的平均匯率一律轉化為以美元計價的數據。4.2數據的處理分析根據2000-2019年中國國家統(tǒng)計局官方發(fā)布的中國歷年實際利用外資的數據，繪制折線圖，如圖1所示。由該圖可以發(fā)現2000年-2019年中國實際利用外商直接投資的金額大體上呈持續(xù)上升的趨勢，且只在2005、2009、2013年這幾年間有小幅的下降。經過20年的發(fā)展，中國實際利用的外商直接投資的金額從2000年的4071500萬美元，達到了2019年的13813462萬美元。這持續(xù)上漲的趨勢表明了自從進入21世紀以來，外國資本對中國的直接投資規(guī)模逐漸擴大，中國吸引外資的力度也逐年增加。根據查閱到的浙江省統(tǒng)計局所發(fā)布的歷年來的統(tǒng)計年鑒，提取出1986年-2019年浙江省利用外資的數據，繪制折線圖2，上圖1類似的是，浙江省利用外商直接投資的金額規(guī)模大體上也呈上升趨勢，盡管在少數幾年內也存在著小幅下降的情況。但是與上述圖1不同的是，2018年之后中國全國范圍內實際利用外商直接投資的數額仍然呈上漲趨勢，而浙江省利用外商直接投資的金額卻在2018年大幅下降，降幅達27.3%。浙江省利用外商直接投資的金額在短時間內下降幅度較大，這種情況較為異常。浙江省一直以來都是全國范圍內積極吸引外資，發(fā)展對外貿易的前沿陣地。本文將2000-2019年的全國與浙江省利用外商直接投資的統(tǒng)計數據進行比較分析，計算出浙江省利用外商直接投資金額在全國所占的比率，繪制了圖3，并由此分析浙江省在全國利用外資方面的地位與作用。下圖明顯地展現了2000-2007年間在全國范圍內浙江省利用外商直接投資的金額占全國FDI金額的比率逐年增加，2004年之后均占10%以上的比率，但在2019年浙江省只占到全國實際利用外資的9.82%，這是由于上文中敘述的全國實際利用外商直接投資連續(xù)增長，但與此同時浙江省2019年外商直接投資則大幅減少，這兩者原因導致了浙江省在2019年占全國的比率跌破10%。改革開放以來，浙江省對外貿易發(fā)展勢頭迅猛，作為我國東部沿海地區(qū)主要的貿易窗口，浙江省對我國的對外貿易的進步做出了巨大貢獻。為了分析浙江省外貿發(fā)展的歷程，本文根據浙江省1986-2019年進出口貿易總額以及進口與出口的總額，繪制圖4。浙江省在上述時間段內進出口都呈上漲之勢，但與出口相比，進口貿易的規(guī)模相對較小，浙江省的對外貿易主要以出口貿易為主。同時由下圖可知2003年是一個轉折點，在2003年之前圖中的折線較為平緩，增長幅度不大，這是由于中國于2003年加入WTO；在中國加入WTO之前，浙江對外貿易的增速較為緩慢，而在這之后中國對外貿易開始迅猛發(fā)展，作為外貿大省，浙江省也在2003年之后迎來了進出口貿易快速增長時期。近年來中國重視打造全方位的對外開放新格局，先后舉辦了三屆中國國際進口博覽會，中國的商品進口貿易持續(xù)快速發(fā)展；浙江省的進口規(guī)模也在2017年開始出現了較為明顯的漲幅。5實證分析5.1數據的相關性分析本文首先檢驗了外商直接投資（FDI）與浙江省對外貿易數據之間的相關性程度，使用SPSS軟件檢驗了1986-2019年間浙江省外商直接投資（FDI）與浙江省年度對外出口（EX）與進口（IM）總額以及進出口總額（TR）之間是否存在相關性。根據SPSS運行結果：表1SPSS檢驗FDI與其他變量相關性的結果Pearson系數Spearman系數Kendall系數TR0.9690.9890.943EX0.9700.9900.950IM0.9480.9730.907浙江省外商直接投資（FDI）與浙江省進出口總額之間的Pearson系數為0.969，Spearman系數為0.989，Kendall系數為0.943；FDI與浙江省出口總額(EX)的Pearson系數為0.970，Spearman系數為0.990，Kendall系數為0.950；FDI與浙江省進口總額(IM)的Pearson系數為0.948，Spearman系數為0.973，Kendall系數為0.907。上述三組數據表明在1%的顯著性水平上FDI與EX、IM、TR的相關性顯著。由此可以證實浙江省1986-2019年間外商直接投資與其對外貿易密切相關。5.2數據的平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗接下來對該時間序列進行單位根檢驗，本文采用了ADF檢驗，將1986年至2019年浙江省外商直接投資（FDI）的數據與在這時間區(qū)間內浙江省年度對外出口（EX）與進口（IM）總額以及進出口總額（TR）分別取自然對數，轉化為變量ln(FDI)、ln(EX)、ln(IM)與ln(TR)，并分別取其一階、二階差分值，以ln(FDI)為例，ADF檢驗的結果如下所示。表2ln(FDI)、Δln(FDI)和Δ2ln(FDI)平穩(wěn)性檢驗結果ln(FDI)的ADF檢驗結果ADFTestStatistic-2.6792281%CriticalValue-3.653730Prob.0.0886——5%CriticalValue-2.957110————10%CriticalValue-2.617434——Δln(FDI)的ADF檢驗結果ADFTestStatistic-2.8750881%CriticalValue-3.653730Prob.0.0595——5%CriticalValue-2.957110————10%CriticalValue-2.617434——Δ2ln(FDI)的ADFADFTestStatistic-5.6317231%CriticalValue-3.752946Prob.0.0001——5%CriticalValue-2.957110————10%CriticalValue-2.638752——由結果可知，In(FDI)于其一階差分并未平穩(wěn)，但In(FDI)的二階差分是平穩(wěn)的。采用相同的方法對剩下的三個變量進行平穩(wěn)性檢驗，由最終ADF檢驗的輸出結果可知，ln(EX)、ln(IM)與ln(TR)的二階差分最后全部為平穩(wěn)的。在上文針對4個變量的平穩(wěn)性檢驗結果的基礎上，對其進行協(xié)整檢驗。采用的是Johansen協(xié)整檢驗的方法，來檢測上述變量之間有否存在著協(xié)整關系。根據檢測結果顯示：這四者之間存在著2個協(xié)整關系。結果如下所示表3Johansen協(xié)整檢驗結果協(xié)整向量個數TraceStatistic5%CriticalValueP值None72.5719947.856130.0001Atmost130.7006029.797070.0393Atmost214.4207815.494710.0721Atmost35.5411713.8414660.01865.3數據的格蘭杰因果關系檢驗在上述結果基礎上，再進一步進行格蘭杰因果關系檢驗，探究四者之間是否存在著相互的因果關系，本文就ln(FDI)、ln(TR)、ln(EX)、ln(IM)四個變量進行了格蘭杰因果關系檢驗，檢驗的輸出結果如下表所示：表4格蘭杰因果關系檢驗結果原假設F統(tǒng)計量P值ln(EX)不是ln(FDI)的格蘭杰原因0.909360.4148ln(FDI)不是ln(EX)的格蘭杰原因1.545310.2315ln(IM)不是ln(FDI)的格蘭杰原因0.600430.5557ln(FDI)不是ln(IM)的格蘭杰原因0.041770.9592ln(TR)不是ln(FDI)的格蘭杰原因0.768300.4737ln(FDI)不是ln(TR)的格蘭杰原因0.607180.5522ln(IM)不是ln(EX)的格蘭杰原因2.193110.1320ln(EX)不是ln(IM)的格蘭杰原因1.034000.3692ln(TR)不是ln(EX)的格蘭杰原因2.282930.1213ln(EX)不是ln(TR)的格蘭杰原因0.644250.5329ln(TR)不是ln(IM)的格蘭杰原因1.035310.3688ln(IM)不是ln(TR)的格蘭杰原因0.558360.5786結果顯示四者之間的格蘭杰因果關系并不顯著，但格蘭杰原因并不能在現實意義上否定外商直接投資與某地區(qū)外貿發(fā)展之間存在著影響關系。恰恰相反，根據查閱到的相關文獻結論可知，外商直接投資對一個地區(qū)的對外貿易發(fā)展確實會存在著正向的促進作用，所以接下來通過建立VAR模型進行進一步的論證。5.4VAR模型的實證分析向量自回歸模型主要揭示了變量之間的變化規(guī)律，考察了變量之間的互動關系。在建立模型之前首先通過EViews軟件確定其滯后階數。主要通過比較輸出結果中的AIC、SC、LR的值來確定應該選擇的滯后階數，EViews軟件的輸出結果如下表所示。表5VAR模型滯后階數輸出結果表LagLRAICSC0NA-3.800715-3.6138891188.8976-10.28995-9.355822219.77174-10.16480-8.483362323.69882-10.49218-8.063438444.60751-12.85686-9.680813由上表的LR、AIC、SC值可以確定滯后期數為4時，模型最佳。接下來對模型進行平穩(wěn)性檢驗，輸出結果如下圖5所示。可以發(fā)現該模型的全部特征根的倒數值都落在同心圓內，由此可以判定該VAR(4)模型是穩(wěn)定的。該VAR(4)模型的表達式為：lnFDI=0.565512328332lnFDIlnEX=0.144470207616lnFDIlnIM=?0.121690406046lnFDIlnTR=0.0750460443629lnFDI對上述建立的VAR(4)進行脈沖響應分析，結果如下圖6所示。圖6脈沖響應函數圖由脈沖響應函數圖可以發(fā)現，當在本期給出口貿易一個沖擊，在未來都會存在著一個正效應，且在第8期達到最大，這說明隨著外商直接投資的增加，浙江省的出口貿易將持續(xù)增加，且影響時間持續(xù)較長。當在本期給進口貿易一個沖擊，在未來也都會存在著一個持續(xù)的正效應，該正效應在第5期達到最大，這說明隨著外商直接投資的增加，浙江省的進口貿易也將持續(xù)增加。綜合進口與出口來看，隨著外商直接投資的增加，浙江省的對外貿易總額隨之持續(xù)增長。值得注意的是在上文4.2數據的分析與處理中發(fā)現，在2019年浙江省利用外商直接投資的數據有著不同尋常的下降，此時可以將該年的數據看作一個異常值，上文利用1986-2019年的數據建立了VAR(4)模型，該模型將2019年的異常值也納入模型之中，這種模型建立的方法可能會使實證分析的結果產生異常的偏差，所以接下來在剔除2019年的異常數據后再建立向量自回歸模型，觀測兩個模型之間的差異，準確分析浙江省利用外商直接投資發(fā)展對外貿易情況。與上文中建模分析的步驟相同，首先進行VAR模型滯后階數的確定，同樣利用LR、AIC、SC三個數值進行滯后階數的選擇。輸出結果如下表6所示：表6VAR模型滯后階數輸出結果表LagLRAICSC0NA-3.765918-3.5773251181.3612-10.21919-9.276224219.47736-10.08961-8.392273320.68562-10.27901-7.827306448.30146-13.20068-9.994610由上表可以確定滯后期為4時，模型最佳。與上文類似，接下來對模型進行平穩(wěn)性檢驗，輸出結果如下圖7所示。圖中該模型的全部特征根的倒數值都落在同心圓內，由此可以判定該VAR(4)模型是穩(wěn)定的。圖7VAR模型平穩(wěn)性檢驗調整后的VAR(4)模型為：lnFDI=0.504848273266lnFDIlnEX=0.158736504114lnFDIlnIM=?0.133422959197lnFDIlnTR=0.0828555296845lnFDI對該調整后的VAR(4)模型進行脈沖響應分析，由下圖8可知，該脈沖響應分析的結果圖與上一個利用1986-2019年浙江省利用外商直接投資數據和對外貿易數據建立的VAR模型的差別并不顯著，當在本期給出口貿易或是進口貿易一個沖擊，在未來都會存在著一個正效應。且同樣是在第8期和第5期達到峰值。這說明無論是何種情況，隨著外商直接投資的增加，浙江省的出口貿易與進口貿易都將持續(xù)發(fā)展。圖8脈沖響應函數圖6結論與建議本文基于1986-2019年浙江省對外貿易和外商直接投資的統(tǒng)計數據，對二者之間的關系問題進行了分析，通過協(xié)整檢驗發(fā)現外商直接投資（FDI）與進出口貿易之間存在有兩個協(xié)整關系。本文還通過建立向量自回歸（VAR）模型，解釋了外商直接投資會對浙江省進、出口貿易產生正向的影響。據此，本文提出如下建議：第一，加大對外開放力度，改善外商投資的環(huán)境，繼續(xù)加強引進外資的力度。浙江省應該進一步優(yōu)化營商環(huán)境，通過“最多跑一次”等行動，簡化手續(xù)程序，精簡辦公環(huán)節(jié)，引導外資向戰(zhàn)略性核心產業(yè)集聚，充分利用先進管理經驗和制度，以進一步促進浙江省對外貿易的發(fā)展。第二，再繼續(xù)保持并增加外商直接投資的基礎上，將重心轉移至提升外商直接投資的效益方面，進一步利用外商直接投資推動加快產業(yè)轉型升級的步伐，提高相關企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，促進技術革新與進步。第三，外商直接投資對于浙江省長期以來對外貿易的發(fā)展起到了不可忽視的作用，但是加強對外資的審查，建立健全完備的審查機制需要浙江省政府的重視。要建立嚴格的準入與判定標準，在確保安全的前提下充分發(fā)揮外商直接投資對進出口貿易的正向引導作用。參考文獻陳鑫.我國國際貿易與外商直接投資相互影響研究[D].蘇州大學,2013.高偉.吉林省外商直接投資對吉林省服務業(yè)發(fā)展的影響[J].科技經濟導刊,2020,28(29):228-229.何云強.單位根檢驗的影響因素及檢驗功效的探討[D].蘭州財經大學,2015.賈驍鍵.國際直接投資對中國價格貿易條件的影響——基于時間序列數據的實證分析[J].商業(yè)經濟研究,2020(17):152-155.羅春華.外商直接投資與浙江省對外貿易關系的研究[D].浙江理工大學,2010.李懷政,陳靜靜.外商直接投資對浙江省出口結構的影響——基于VAR模型的脈沖響應分析[J].對外經貿,2020(08):52-55.劉蕾.外商直接投資對中國出口貿易結構影響實證研究[D].遼寧大學,2011.李琳.新冠疫情對中美兩國股票市場聯動性的影響——基于格蘭杰因果關系檢驗的分析[J].全國流通經濟,2020(30):149-151.柳林翰.外貿進出口、外商直接投資和產業(yè)結構優(yōu)化——基于湖北省數據的VAR模型實證研究[J].中小企業(yè)管理與科技(下旬刊),2020(08):41-45.劉向麗.貿易開放、外商直接投資與戰(zhàn)略性新興產業(yè)創(chuàng)新能力[J].對外經貿,2020(07):22-30.李妍,張霖東.2019年中美貿易戰(zhàn)對我國外商直接投資的影響分析[J].中國市場,2020(22):8-9.莫揚.替代、互補與創(chuàng)造跨國公司與國際貿易的關系分析[J].國際經貿探索,2000(01):40-42.石衛(wèi)星,吳韡.外商直接投資對制造業(yè)產業(yè)集聚影響研究——以江蘇省制造業(yè)為例[J].宏觀經濟研究,2020(10):58-70.奚君羊,劉衛(wèi)江.外商直接投資的貿易效應實證分析[J].上海財經大學學報,2001(06):3-11.王宇昕,余興厚,熊興.長江經濟帶外商直接投資對產業(yè)轉型升級的影響效應分析[J].統(tǒng)計與決策,2020,36(14):107-111.肖瑞,恩和.中國北方沿邊地區(qū)對外貿易受FDI流入影響的實證分析——以內蒙古自治區(qū)為例[J].江蘇商論,2020(10):46-51.陰慧芳.山西省出口、進口與經濟增長的關系研究——基于VAR模型的分析[J].對外經貿,2020(10):77-78+91.袁悅.人民幣國際化背景下匯率變動對我國短期資本跨境流動的影響研究[D].山東大學,2020.鄒樂意.外商直接投資對我國貿易結構優(yōu)化的影響分析[D].湘潭大學,2005.張其富.中國對外直接投資的國內就業(yè)效應研究[D].深圳大學,2020.HuiWangetal.FDItechnologyspilloverandthresholdeffectofthetechnology