FDI与我国出口关系的实证研究(2)

FDI与我国出口关系的实证研究

《》2009年第2

期

协整检验可知，我国吸收的外商直接投资ifdi与制成品出口exm、对外直接投资ofdi与总出口ex之

dlnofdi(c,0,2)2.0975752.295946-4.064188-3.7667-3.0038-2.6417

间分别存在协整关系，则一定存在描述受制成品

lnex(c,t,0)-1.955925-1.809660-0.875379-4.3738-3.6027-3.2367

出口影响的外商直接投资、受总出口影响的对外I(1)

dlnex(c,0,0)-1.906388-1.808217-4.381541-3.7343-2.9907-2.6348之间投资由短期偏离向长期均衡调整的误差修正

模型。利用Eviews5.1得出两个误差修正模型分别为：注：（1）变量栏中ln*表示原变量*的自然对数，d*表示*的一阶

差分，dd*表示*的二阶差分；（2）检验类型栏括号中的c表示检验平稳（1）△lnifdit=0.232483+0.360832△lnifdit-1-0.723942△lnexmt-1-0.356403ecmt-1性时估计方程中的常数项，为0表示不含常数项；第二项t表示时间趋(2.719364)(2.335655)(-1.510527)(-3.884806)势项，为0表示不含时间趋势项；第三项p表示自回归滞后的长度，为R2=0.529869R_2=0.459350D.W.=1.357604F=7.5137890表示为DF检验；采用AIC和SC准则来评价效果，选择AIC和SC最（2）△lnofdit=0.207985-1.962469△lnext+2.440472△lnext-1-0.609594ecmt-1小的检验类型；（3）I(*)表示*阶单整序列。

(0.775485)(-1.666491)(2.143930)(-3.651056)

由表1可知，所有的原序列lnifdi、lnexm、lnofdi和lnex在R2=0.551167R_2=0.483842D.W.=1.913686F=8.186673

为非平稳序列；1%、5%和10%的显著水平下均没有通过检验，方程（1）、（2）中回归系数下面的数字表示回归系数的t统

而lnifdi和lnexm的二阶差分序列通过了检验，拒绝了存在单计值，ecm为误差修正项，反映了变量在短期波动中偏离它们位根的假设，表示这两个变量是二阶差分平稳的，即二阶单（1）和（2）的回归的长期均衡关系的程度，称为均衡误差。方程整，两者之间可能存在协整关系，可以进一步做协整检验；而决定系数R2和R_2较低、有可能是缺少其它解释变F值较小，

拒绝了存在单位根lnofdi和lnex的一阶差分序列通过了检验，（1）中，均衡误差量所致，但不影响已有变量之间的关系。方程

的假设，表示这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整，亦项均通过了1%的显著性水平检验，只有制成品出口滞后一期可检验两者间的协整关系。项显著性较差。该误差修正模型表明，在短期内，外商直接投

（2）协整检验资可能偏离它与制成品出口的长期均衡水平，但纠正速度系根据协整理论，如果两时序同阶单整，可通过EG检验进因此二者的关系由短期偏离围绕数的绝对值小，为0.356403，一步确定两者之间的协整关系。E-G检验是Engle和Granger长期均衡振荡并慢速衰减而趋向长期均衡。方程（2）中，均衡于1987年提出的检验协整关系的两步检验法，即先对两时序只有常数项显著性较误差项均通过了1%的显著性水平检验，进行最小二乘回归，再对其残差序列进行单位根检验。若通过差。D.W.值落在1.654~2.346之间，表明模型中不存在序列一检验，表示残差序列不存在单位根，为稳定序列，则两者之间阶自相关。该误差修正模型表明，在短期内，对外直接投资可存在协整关系；否则，两者之间无协整关系。如果两者存在协能偏离它与出口的长期均衡水平，但纠正速度系数的绝对值整关系，则表明该两时序之间存在长期稳定的关系。进行协整因此二者的关系由短期偏离围绕长期均衡较小，为0.609594，检验可以有效避免伪回归问题。由于lnifdi和lnexm、lnofdi和振荡并较快衰减而趋向长期均衡。

所以它们可能存在协整关系，故在此分别lnex是同阶单整的，（4）Granger非因果关系检验

对lnifdi和lnexm、并对两个lnofdi和lnex进行最小二乘回归，回归模型拟合程度高，只能说明被解释变量与解释变量

结果如表2所示。残差序列e1和e2做单位根检验，之间的依存性较高，并不表明两者必然存在因果关系。lnifdilnofdi

(c,t,0)1.8541172.000382-3.315223-4.3738-3.6027-3.2367

I(1)

表2E-G协整检验结果

变量

检验类型

(A)DF检

SC

验统计值

ADF临界值1%

5%

10%

(c,t,p)AIC

协整

关系

e1(c,0,1)0.3714350.518691-3.556622-3.7343-2.9907-2.6348是**e2(c,0,0)1.7968451.894355-3.801040-3.7204-2.9850-2.6318是*

注：**表示在5%的显著水平上显著，*表示在1%的显著水平上显著。

和lnexm、lnofdi和lnex之间是否分别存在因果关系有待进一步做检验加以证实。这里采用C.W.J.Granger（1969）提出的非因果检验法（Grangerno-causalitytest）对其进行单向检验。由

不同的滞于Granger检验结果对滞后期长度的变化比较敏感，

后期可能得到不一致（不可信）的结果，因此，为了使取得的结论较为可信，在检验过程中选取6个滞后期，结果见表3。

表3Granger非因果检验结果

原假设

滞后长度

F统计值0.325440.329536.291033.865004.090364.463790.672663.417970.315730.290540.192020.60826

P值0.574140.723290.005040.027820.027770.035330.420920.053950.813800.878910.958750.71934

判断接受接受拒绝拒绝拒绝拒绝接受拒绝接受接受接受接受

仍采用赤池信息准则（AIC）和施瓦兹准则（SC）来确定滞

后阶数p的选取，分别为1和0。结果表明，e1和e2分别在5%、

即不存在单位根为平稳序列，则1%的显著水平上拒绝原假设，

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