不同来源地FDI对中国价格贸易条件的影响研究

1、不同来源地FDI对中国价格贸易条件的影响研究摘要改革开放以来，中国吸收的fdi快速增长，而中国价格贸易条件却不断恶化。运用协整检验和格兰杰因果检验对来自港澳台、美国、日本、欧盟的fdi对中国价格贸易条件的影响进行实证分析。结果表明，来自港澳台、日本的fdi均导致中国价格贸易条件恶化，来自美国的fdi对中国价格贸易条件有改善作用，但不明显，来自欧盟的fdi对中国价格贸易条件有恶化作用，但不明显。关键词fdi；价格贸易条件；不同来源地；协整检验一、引言改革开放以来，中国在吸收外商直接投资(fdi)方面取得了举世瞩目的成就，已连续18年位居发展中国家吸收fdi的首位。fdi的流入极大地推动了中国经济

2、尤其是对外贸易的发展。与此同时，中国价格贸易条件却呈现出恶化的趋势。fdi对中国价格贸易条件的影响已引起人们的广泛关注。在流入中国的fdi中，来自港澳台地区的fdi一直占据主体地位，来自美国、日本、欧盟的fdi的比重近年来呈上升趋势。不同来源地的fdi具有不同的投资动机和特点，所以可能会对中国价格贸易条件产生不同的影响。因此，本文将对来自港澳台、美国、日本、欧盟的fdi对中国价格贸易条件的影响进行实证分析，以了解不同来源地fdi对中国价格贸易条件的具体影响，从而为中国今后更科学合理地引进和利用外资提供一些思路。二、模型构建与数据来源在构建fdi对中国价格贸易条件影响的模型时，由于中国价格贸易条

3、件的影响因素很多，所以本文除了选取fdi作为影响因素之外，还选取了研究中常用的两个影响因素：人民币实际有效汇率和进口关税率，以增强模型的解释力。为了消除模型中可能存在的异方差问题，本文建立如下形式的模型：lnnbtt=c+lnfdii+lnreer+lntax+u(1)其中，nbtt表示中国价格贸易条件，i=1，2，3，4，fdi1、fdi2、fdi3、fdi4分别表示来自港澳台、美国、日本、欧盟的外商直接投资，reer表示人民币实际有效汇率，tax表示进口关税率，ln表示对变量数据取自然对数。c为常数项，、均为系数项，u为随机误差项。本文选取19842007年的年度数据作为样本。其中，中国价

4、格贸易条件(nbtt)用出口商品价格指数与进口商品价格指数之比表示，数据来自世界银行，基期为2000年。来自港澳台、美国、日本、欧盟的外商直接投资(fdi1、fdi2、fdi3、fdi4)用中国实际利用的港澳台、美国、日本、欧盟的外商直接投资额表示，数据来自历年中国统计年鉴。人民币实际有效汇率(reer)的数据来自国际货币基金组织的国际金融统计(international financial statistics)，该汇率指数采用间接标价法，指数上升表示人民币升值，基期为2000年。进口关税率(tax)用进口关税征收总额与总进口额之比表示，进口关税征收总额和总进口额的数据来自历年中国统计年鉴。

5、本文使用的计量软件是eviews5.0软件。三、实证分析(一)平稳性检验在对经济现象进行时间序列分析时，通常要求所用时间序列是平稳的，否则会产生“伪回归”问题，所以需要对时间序列进行平稳性检验。本文运用adf单位根检验法对各变量进行平稳性检验。检验结果如表1所示，在5%的显著性水平下，变量lnnbtt、lnfdi1、lnfdi2、lnfdi3、lnfdi4、lnreer、lntax均为非平稳时间序列，而它们的一阶差分序列均为平稳时间序列。因此，这些变量都是一阶单整的，满足协整检验前提，可进一步进行协整检验。表1各序列的adf检验结果变量检验类型(c，t，l)adf值5%临界值结论lnnbtt(

6、c，t，2)-0.527619-3.644963不平稳lnnbtt(0，0，3)-2.070816-1.960171平稳lnfdi1(c，t，3)-1.668851-3.658446不平稳lnfdi1(0，0，1)-2.904673-1.958088平稳lnfdi2(c，t，1)-1.034454-3.632896不平稳lnfdi2(0，0，0)-3.662004-1.957204平稳lnfdi3(c，t，2)-0.676134-3.644963不平稳lnfdi3(0，0，0)-4.234324-1.957204平稳lnfdi4(c，t，3)-1.260314-3.658446不平稳lnfdi

7、4(0，0，0)-4.624044-1.957204平稳lnreer(c，t，1)-3.268910-3.632896不平稳lnreer(c，0，1)-4.444837-3.012363平稳lntax(c，t，2)-2.176253-3.644963不平稳lntax(0，0，1)-2.325109-1.958088平稳注：检验类型(c，t，l)中c、t、l分别表示adf检验模型中的常数项、趋势项、滞后阶数，滞后阶数根据aic准则由eviews自动给出，表示一阶差分。(二)协整检验协整理论指出，两个或两个以上非平稳时间序列进行某种线性组合后可能出现平稳性，即存在长期均衡关系。在进行协整检验时，可

8、先用ols法估计长期均衡方程，再检验方程残差项的平稳性，若残差项是平稳的，则表明变量间是协整的，即存在长期均衡关系。本文对以下4组变量分别进行协整检验：1.nbtt、lnfdi1、lnreer、lntax；2.nbtt、lnfdi2、nreer、lntax；3.nbtt、lnfdi3、lnreer、lntax；4.lnnbtt、lnfdi4、lnreer、lntax。首先根据模型(1)，对上述4组变量分别运用ols法估计长期均衡方程，结果如下：将回归方程(2)、(3)、(4)、(5)产生的残差序列分别记为e1、e2、e3、e4，用adf单位根检验法对e1、e2、e3、e4进行平稳性检验。检验结

9、果如表2所示，e1、e2、e3、e4在5%的显著性水平下均为平稳时间序列。因此，所检验的4组变量都是协整的，即存在长期均衡关系。表2残差序列的adf检验结果变量检验类型(c，t，l)adf值5%临界值结论e1(0，0，1)-4.297282-1.964418平稳e2(0，0，0)-2.994853-1.961409平稳e3(0，0，0)-3.851990-1.960171平稳e4(0，0，0)-3.275232-1.961409平稳注：检验类型(c，t，l)中c、t、l分别表示adf检验模型中的常数项、趋势项、滞后阶数。由回归方程(2)可知，lnfdi1的系数显著为负，表明长期内来自港澳台的f

10、di每增加1%，中国价格贸易条件将恶化0.05%。由回归方程(3)可知，lnfdi2的系数为正，但不显著，说明长期内来自美国的fdi每增加1%，中国价格贸易条件将改善0.019%，但这种影响不明显。由回归方程(4)可知，lnfdi3的系数显著为负，表明长期内来自日本的fdi每增加1%，中国价格贸易条件将恶化0.059%。由回归方程(5)可知，lnfdi4的系数为负，但不显著，说明长期内来自欧盟的fdi每增加1%，中国价格贸易条件将恶化0.006%，但这种影响不明显。此外，方程(2)、(3)、(4)、(5)中lnreer的系数均为正，lntax的系数均为负，表明长期内人民币实际有效汇率上升，即人

11、民币升值会改善中国价格贸易条件，而进口关税率上升会导致中国价格贸易条件恶化。周慧:不同来源地fdi对中国价格贸易条件的影响研究(三)格兰杰因果检验格兰杰因果检验的目的是确定不同的变量之间是否存在因果关系。由以上协整检验可知，来自港澳台、美国、日本、欧盟的fdi均与中国价格贸易条件存在协整关系，但它们之间是否存在因果关系还有待验证。因此，本文对lnfdi1与lnnbtt、lnfdi2与lnnbtt、lnfdi3与lnnbtt、lnfdi4与lnnbtt分别进行格兰杰因果检验。检验结果如表3所示，lnfdi1与lnnbtt、lnfdi2与lnnbtt、lnfdi4与lnnbtt均存在单向因果关系，lnfdi3与lnnbtt之间存在双向因果关系。由此可见，来自港澳台、美国、日本、欧盟的fdi均与中国价格贸易条件存在因果关系，来自港澳台、美国、日本、欧盟的fdi的变化均为中国价格贸易条件变动的原因。表3格兰杰因果检验结果原假设f统计量p值结论lnfdi1不是lnnbtt的格兰杰原因3.469250.05798拒绝lnnbtt不是lnfdi1的格兰杰原因0.714510.63004不拒绝lnfdi2不是lnnbtt的格兰杰原因3.875430.04419拒绝lnnbtt不是lnfdi2的格兰杰原因2.140280.1618