1、<p>　　對外直接投資與出口貿(mào)易關系的實證分析</p><p>　　——基于18國的面板數(shù)據(jù)（1995-2010）</p><p>　　作者姓名：王青松 專業(yè)班級：2008080104 指導教師：雷佑新</p><p><b>　　摘 要</b></p><p>　　國際直接投資和出口貿(mào)易是兩種最基本的

2、國際經(jīng)濟關系。國際資本流動通過影響貿(mào)易發(fā)展和貿(mào)易績效推動世界貿(mào)易格局的變遷。出口貿(mào)易長期以來作為一國經(jīng)濟增長的動力與對外直接投資有著密不可分的關系。本文選取1995-2010年包括我國在內(nèi)的18個國家的對外直接投資和出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)單位根及面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型，對對外直接投資與出口貿(mào)易關系進行了實證分析，理論模型及檢驗結(jié)果表明：對外直接投資與出口貿(mào)易兩者間呈互補關系。</p><p>　　關鍵詞：對外直接投

3、資；出口貿(mào)易；單位根檢驗；協(xié)整檢驗</p><p>　　The Empirical analysis of the relationship between Foreign Direct Investment and export trade</p><p>　　——Based on the 18-country panel data</p><p

4、>　　Abstract:International direct investment and exports are two basic forms of the international division of labor and the two most important international economic relations.International capital flows through the im

5、pact of trade development and trade performance-driven changes in world trade patterns.As the engine of a country's economic growth,the export trade has long been in a close relationship with foreign direct investmen

6、t.This paper will have an empirical analysis of the relationship betwe</p><p>　　Key words: Foreign direct investment; Export trade; Unit root tests；Cointegration test</p><p><b>　　目 錄<

7、/b></p><p><b>　　第1章 前言1</b></p><p>　　1.1 論文選題背景和意義1</p><p>　　1.2 國內(nèi)外研究現(xiàn)狀及研究中存在的不足1</p><p>　　1.2.1 替代關系理論1</p><p>　　1.2.2 補充關系理論2</p&

8、gt;<p>　　1.3 論文研究的主要內(nèi)容3</p><p>　　第2章 對外直接投資與出口貿(mào)易的現(xiàn)狀3</p><p>　　2.1 世界對外直接投資的現(xiàn)狀3</p><p>　　2.1.1 發(fā)達國家及新興市場國家對外直接投資的現(xiàn)狀3</p><p>　　2.1.2 發(fā)展中國家對外直接投資的現(xiàn)狀3</p>

9、<p>　　2.2 世界出口貿(mào)易的現(xiàn)狀3</p><p>　　2.2.1 發(fā)達國家及新興市場國家出口貿(mào)易的現(xiàn)狀3</p><p>　　2.2.2 發(fā)展中國家出口貿(mào)易的現(xiàn)狀3</p><p>　　第3章 實證分析3</p><p>　　3.1 研究模型與方法3</p><p>　　3.2 樣本與數(shù)

10、據(jù)處理3</p><p>　　3.3 發(fā)達國家及新興市場國家面板單位根及協(xié)整關系檢驗3</p><p>　　3.3.1 發(fā)達國家及新興市場國家面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果3</p><p>　　3.3.2 發(fā)達國家及新興市場國家面板協(xié)整檢驗結(jié)果3</p><p>　　3.4 發(fā)展中國家面板單位根及協(xié)整關系檢驗3</p>&l

11、t;p>　　3.4.1 發(fā)展中國家面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果3</p><p>　　3.4.2 發(fā)展中國家面板協(xié)整檢驗結(jié)果3</p><p>　　3.5 樣本國家整體面板單位根及協(xié)整關系檢驗3</p><p>　　3.5.1 樣本國家整體面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果3</p><p>　　3.5.2 樣本國家整體面板協(xié)整檢驗結(jié)果3<

12、;/p><p>　　第4章 基本結(jié)論3</p><p><b>　　結(jié)論3</b></p><p><b>　　致謝3</b></p><p><b>　　參考文獻3</b></p><p><b>　　第1章 前 言</b>

13、</p><p>　　1.1 論文選題背景和意義</p><p>　　進入21世紀以來，貿(mào)易投資一體化發(fā)展趨勢迅猛，外商直接投資在世界各地區(qū)發(fā)展迅速，出口貿(mào)易也不斷增長。根據(jù)國際統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可知，在2002年到2010年期間，世界對外直接投資總值從5371.83億美元增加到13233.37億美元，增長了2倍多；同期世界出口貿(mào)易總額從64920.00億美元增加到152370.00億美元，也增

14、長了將近2倍之多。可見，世界對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的趨勢。在經(jīng)濟全球化的今天，對外直接投資和出口貿(mào)易兩者之間的關系也越來越受到了學者們和政策制定者們的關注。因此有必要對它們之間的關系進行相應的實證分析。</p><p>　　1.2 國內(nèi)外研究現(xiàn)狀及研究中存在的不足</p><p>　　迄今為止，關于一個國家的對外直接投資和出口貿(mào)易兩者之間關系的研究眾多，但其中主要呈現(xiàn)出兩種

15、不同的基本觀點：一是以蒙代爾為代表的相互替代關系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關系理論。</p><p>　　1.2.1 替代關系理論</p><p>　　在20世紀50年代，蒙代爾發(fā)表了題為“國際貿(mào)易和要素流動”的研究論文，在放松新古典要素稟賦理論關于“生產(chǎn)要素在國際間不流動”的假定之后，得出了國際貿(mào)易與國際投資存在替代關系的結(jié)論。</p

16、><p>　　蒙代爾指出：在要素稟賦理論的框架下，自由貿(mào)易使各國同類要素的絕對和相對價格趨于均等，因此自由貿(mào)易條件下要素的流動是多余的；但是如果存在關稅和非關稅貿(mào)易壁壘，要素價格均等化就無法實現(xiàn)，要素流動（主要是資本流動）就可以跨越貿(mào)易壁壘實現(xiàn)要素價格的均等化，從而對外直接投資完全可以替代國際貿(mào)易。蒙代爾認為貿(mào)易和投資是一種商品進入另一個國家市場的兩種主要方式。在受貿(mào)易保護主義影響的開放經(jīng)濟條件下，對外直接投資能夠有

17、效的避開不同的貿(mào)易壁壘。因此如果一國的一種商品通過投資或貿(mào)易進入另一個國家的市場，那么，投資就會替代貿(mào)易，使得東道國與投資母國間的貿(mào)易總量減少。</p><p>　　但是，蒙代爾的貿(mào)易與投資替代模型也存有不足之處。馬庫森（1985）認為基于要素稟賦理論框架的分析是有局限性的，要素稟賦理論假定要素是同性質(zhì)的，并且生產(chǎn)過程中要素投入是線性的（要素同比例），但現(xiàn)實生活中并非如此。換言之，對于發(fā)展中國家，尤其是生產(chǎn)水平較

18、低的國家向發(fā)達國家的對外直接投資就不能用該模型進行分析。另外，該理論是針對貿(mào)易壁壘的。有了貿(mào)易壁壘，自由貿(mào)易就會受到阻礙，然后就會產(chǎn)生為了繞開貿(mào)易壁壘的對外直接投資。然而，蒙代爾忽略了通過國際間的直接投資，它也會提高東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平，增加其購買力，因而也間接促進了國際間貿(mào)易的發(fā)展。</p><p>　　1.2.2 補充關系理論</p><p>　　20世紀70年代末，小島清的國際直接投

19、資理論將國際貿(mào)易與國際直接投資的理論統(tǒng)一在“比較優(yōu)勢”原理之下，通過對日本進行實證后他認為，日本模式的對外直接投資和對外貿(mào)易的關系不是替代關系而是互補關系。</p><p>　　小島清指出，在日本國內(nèi)競爭中喪失了競爭優(yōu)勢的“邊際產(chǎn)業(yè)”尋求對外直接投資，從而使企業(yè)在海外重新“煥發(fā)青春”，并促進了國際貿(mào)易的發(fā)展。小島清認為，對外直接投資并不是對出口貿(mào)易的簡單替代，兩者之間在一定程度上存在著互補關系。他認為對外直接投資

20、是包括技術(shù)、資本、生產(chǎn)資料等在內(nèi)的總體轉(zhuǎn)移，當投資母國充分利用東道國的比較優(yōu)勢對外直接投資時，東道國會吸收和消化外來投資，發(fā)揮潛在的比較優(yōu)勢，提高技術(shù)水平，投資母國就可以集中優(yōu)勢，開發(fā)更新技術(shù)，大力發(fā)展擁有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，從而創(chuàng)造更多的貿(mào)易機會，使得投資母國與東道國間的貿(mào)易總量增加。</p><p>　　小島清的理論模型雖然論證了對外直接投資與出口貿(mào)易間存在互補關系，但是他的理論仍然具有一定的局限性。該理論的核心

21、是先進生產(chǎn)函數(shù)的轉(zhuǎn)移，即除資本以外，技術(shù)、勞動力和管理能力等在兩個國家之間的自由流動。但在現(xiàn)實世界中，尤其是人員的流動，在發(fā)達國家也許可以實現(xiàn)自由流動，但是在多數(shù)的發(fā)展中國家卻有一定的難度。模型也沒有考慮到資本流動產(chǎn)生的影響。</p><p>　　從以往的理論和實證研究結(jié)果得知，對外直接投資和出口貿(mào)易之間存在著替代關系和互補關系，但是對于兩者之間的關系的實證研究大部分是是基于一個國家或者兩個國家，我國學者大部分也

22、都是以我國為研究對象證明兩者之間存在的關系，對于世界上多個國家的實證研究卻寥寥無幾。本文將基于多個國家的數(shù)據(jù)，運用理論和實證相結(jié)合的方法，對兩者之間的關系進行研究，進一步補充現(xiàn)有的對外直接投資理論和出口貿(mào)易理論，對對外直接投資與出口貿(mào)易關系的研究為國家政策的制定和企業(yè)的發(fā)展模式提供相關的政策建議。</p><p>　　1.3 論文研究的主要內(nèi)容</p><p>　　本論文共分為4章，其中第

23、2章到第4章是本論文的正文部分。</p><p>　　第1章是本論文的引言部分，主要介紹了論文的選題背景和意義、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀及研究存在的不足，最后介紹了本論文的主要內(nèi)容；</p><p>　　第2章介紹了對外直接投資和出口貿(mào)易的現(xiàn)狀；</p><p>　　第3章主要對對外直接投資和出口貿(mào)易進行計量經(jīng)濟學分析；</p><p>　　第4章根據(jù)

24、第三章的計量分析得出基本結(jié)論。</p><p>　　第2章 對外直接投資與出口貿(mào)易的現(xiàn)狀</p><p>　　2.1 世界對外直接投資的現(xiàn)狀</p><p>　　隨著世界金融市場的不斷發(fā)展和完善，對外直接投資已成為涉及面最廣泛且最復雜的國際資本流動。根據(jù)國際統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可知，世界對外直接投資從1990年的2414.98億美元增長到2010年的13233.37億美元

25、，年均增幅為8.88%，具體數(shù)據(jù)如圖2-1所示：</p><p>　　圖2-1 世界對外直接投資</p><p>　　數(shù)據(jù)來源：相關各年國際統(tǒng)計年鑒</p><p>　　從圖2-1可以看出，20世紀90年代以來，世界對外直接投資總體上保持著穩(wěn)定的增長趨勢，一直到2000年的12000億美元；2000年到2005年之間世界對外直接投資呈緩慢的下降趨勢。但是，從2005

26、年到2007年，對外直接投資發(fā)展迅猛，在2007年達到了20年來的最高峰。但2008年的美國次貸危機引起了全球性金融危機，世界對外直接投資持續(xù)減少。即使在2009年后，也只有輕微的上升。</p><p>　　2.1.1 發(fā)達國家及新興市場國家對外直接投資的現(xiàn)狀</p><p>　　在世界對外直接投資中，發(fā)達國家及新興市場國家占據(jù)了很大的一部分。在這里我們選取了11個與我國進行貿(mào)易的幾個典型

27、的發(fā)達國家及新興市場國家作為樣本進行研究。本文選取相關各年國際統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)，具體如表2-1所示：</p><p>　　表2-1 發(fā)達國家及新興市場國家對外直接投資（單位：億美元）</p><p>　　數(shù)據(jù)來源：相關各年國際統(tǒng)計年鑒</p><p>　　從表2-1，我們可以看出，發(fā)達國家及新興市場國家的對外直接投資隨著時間的增長基本上處于持續(xù)且穩(wěn)定增長的狀態(tài)，尤其是

28、以美國與歐洲的一些國家為主。從上表中能發(fā)現(xiàn)2007的對外直接投資較2004年有了很明顯的上升，其中以德國最高，增幅達到了189.26%。與此同時世界對外直接投資在2007年也達到了20年來的最高點。但是，自2007年以后，以歐元為主要貨幣的國家的對外直接投資呈現(xiàn)了大幅度的下降，其中以英國最高，2010年相對2007年的對外直接投資下降了95.2%。分析其原因，很可能是2008年的全球性金融危機導致歐元貶值，從而導致了此后階段歐州一些國家

29、對外直接投資的下降。</p><p>　　2.1.2 發(fā)展中國家對外直接投資的現(xiàn)狀</p><p>　　在對外直接投資中，發(fā)展中國家也占了相當重要的地位。在這里我們選取了6個與我國進行貿(mào)易的幾個典型的發(fā)展中國家作為研究對象（加上中國，一共7個國家）。本文選取相關各年國際統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)，具體如表2-2所示：</p><p>　　表2-2 發(fā)展中國家（或地區(qū)）對外直接投

30、資（單位：億美元）</p><p>　　數(shù)據(jù)來源：相關各年國際統(tǒng)計年鑒</p><p>　　從表2-2我們可以看出在發(fā)展中國家中，印度的對外直接投資年平均增幅最大，從1995年到2010年的年均增幅達到了37.97%，其次為俄羅斯的34.52%，然后是我國的26.25%。與發(fā)達國家及新興市場國家不同的是，除了印度和印尼，與2007年相比，2010年發(fā)展中國家的對外直接投資仍保持增長，這說明

31、發(fā)展中國家對外直接投資受全球性金融危機的影響弱于發(fā)達國家及新興市場國家。</p><p>　　2.2 世界出口貿(mào)易的現(xiàn)狀</p><p>　　根據(jù)國際統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可知，世界出口貿(mào)易額從1990年的34420億美元到2010年的152370億美元，年均增幅為7.72%，具體如圖2-2所示：</p><p>　　圖2-2 1990年-2010年世界出口貿(mào)易額</p

32、><p>　　數(shù)據(jù)來源：相關各年國際統(tǒng)計年鑒</p><p>　　從圖2-2中我們可以看出，1990年以來世界出口貿(mào)易額呈現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢。2000年以前，世界出口貿(mào)易額保持緩慢平穩(wěn)的上升。但是，從2005年到2008年，出口貿(mào)易發(fā)展迅猛，并于2008年達到了最高點，之后又有輕微的回落。但在2009年后世界出口貿(mào)易額又出現(xiàn)了較大的增幅。</p><p>　　2.2.1

33、 發(fā)達國家及新興市場國家出口貿(mào)易的現(xiàn)狀</p><p>　　根據(jù)國際統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可知，發(fā)達國家及新興市場國家的出口貿(mào)易額從1995年的29309億美元到2010年的70841億美元，年均增幅為6.06%。具體如表2-3所示：</p><p>　　表2-3 發(fā)達國家及新興市場國家出口貿(mào)易額（單位：億美元）</p><p>　　數(shù)據(jù)來源：相關各年國際統(tǒng)計年鑒</p

34、><p>　　由表2-3和圖2-3可以看出，發(fā)達國家及新興市場國家的出口貿(mào)易總額增長率保持較高水平。其中，2001年到2004年的增幅最大，達到了38.2%。與發(fā)達國家及新興市場國家對外直接投資相同的是，其出口貿(mào)易額也在2007年達到自1995年以來的最大值；此后，因金融危機使得以歐元為主要貨幣的國家的出口貿(mào)易額下降，其中下降幅度最大的是意大利的9.06%，然后是英國的7.8%。</p><p&g

35、t;　　2.2.2 發(fā)展中國家出口貿(mào)易的現(xiàn)狀</p><p>　　在發(fā)展中國家中，我國的出口貿(mào)易額一直居于首位，甚至超過了部分發(fā)達國家。具體如表2-4所示：</p><p>　　表2-4 發(fā)展中國家出口貿(mào)易額（單位：億美元）</p><p>　　數(shù)據(jù)來源：相關各年國際統(tǒng)計年鑒</p><p>　　根據(jù)表2-4的數(shù)據(jù)，我們可以看出發(fā)展中國家的出

36、口貿(mào)易額從1995年到2010年保持持續(xù)增長的趨勢，其中2004年到2007年出口貿(mào)易迅猛發(fā)展，我國增幅甚至達到了105.39%，其次是俄羅斯的增幅94.00%。與發(fā)展中國家對外直接投資相同的是，2010年其出口貿(mào)易額相對于2007年也是呈現(xiàn)增長趨勢。</p><p><b>　　第3章 實證分析</b></p><p>　　3.1 研究模型與方法</p>

37、;<p>　　本文采用的面板數(shù)據(jù)模型為：應用面板數(shù)據(jù)模型。該分析方法能夠克服樣本偏小的局限性，使得模型與參數(shù)的估計值更加客觀。本文采用的面板協(xié)整檢驗方法是單位根檢驗和協(xié)整檢驗。</p><p>　　3.2 樣本與數(shù)據(jù)處理</p><p>　　本文研究的是對外直接投資與出口貿(mào)易之間的關系。采取的樣本數(shù)據(jù)是1994—2010年18國（我國及17個貿(mào)易伙伴國）的對外直接投資額和出口

38、貿(mào)易額。筆者選取的貿(mào)易伙伴國是與我國進行貿(mào)易的17個典型的國家，包括美國、日本、韓國、德國、澳大利亞、俄羅斯、馬來西亞、新加坡、印度、荷蘭、巴西、英國、泰國、法國、意大利、加拿大及印度尼西亞。數(shù)據(jù)來源于相關各年的國際統(tǒng)計年鑒（見表2-1至表2-4）。用EXP表示出口貿(mào)易額，F(xiàn)DI表示對外直接投資量，為了最大程度的避免異方差的影響，對EXP及FDI進行自然對數(shù)的變換，分別用lnEXP及l(fā)nFDI表示EXP和FDI。實證分析采用計量軟件Ev

39、iews3.1。</p><p>　　3.3 發(fā)達國家面板單位根及協(xié)整關系檢驗</p><p>　　3.3.1 發(fā)達國家及新興市場國家面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　本文采用面板協(xié)整方法檢驗發(fā)達國家及新興市場國家的對外直接投資與出口貿(mào)易關系的替代性和互補性關系。在此之前先對單位根進行檢驗，以判定序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。下面將采用

40、LLC檢驗和ADF-Fisher檢驗的方法對相關變量進行單位根檢驗。</p><p>　　表3-1 發(fā)達國家及新興市場國家面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　從檢驗結(jié)果來看，所有P值均大于0.05，所以接受單位根假設，表明變量并不平穩(wěn)；我們對、進行一階差分處理，得到相應的和，其差分后的兩個變量在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量的一階差分序列屬于平穩(wěn)序列的

41、，即都是I（1）序列，也就是說明發(fā)達國家及新興市場國家的對外直接投資變量和出口貿(mào)易變量之間存在協(xié)整關系的可能性。</p><p>　　3.3.2 發(fā)達國家及新興市場國家面板協(xié)整檢驗結(jié)果</p><p>　　我們利用Pedroni異質(zhì)面板的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法，對和進行協(xié)整檢驗，以不存在協(xié)整關系為前提，滯后除數(shù)按SCI準則自動選擇。</p><p>　　表3-2 發(fā)達

42、國家出口對數(shù)與FDI對數(shù)的面板數(shù)據(jù)協(xié)整Pedroni檢驗結(jié)果</p><p>　　從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，7個統(tǒng)計量有6個統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，即表明和存在協(xié)整關系。估計的出口與對外直接投資的協(xié)整方程如下：</p><p>　　由于因變量和自變量都是對數(shù)化后的變量，系數(shù)0.334實際上就是對外直接投資對出口貿(mào)易額增長貢獻的彈性，從回歸系數(shù)t的值遠遠大于臨界值2來

43、看，對外直接投資對出口貿(mào)易額的增長具有顯著性的影響。即對外直接投資額每增加1個百分點，出口貿(mào)易額就會上升0.334個百分點。因此，發(fā)達國家及新興市場國家的對外直接投資額的增加與出口貿(mào)易額的增長呈正相關，且對出口貿(mào)易具有較大的推動作用。因此兩者具有互補性。</p><p>　　3.4 發(fā)展中國家面板單位根及協(xié)整關系檢驗</p><p>　　3.4.1 發(fā)展中國家面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果<

44、/p><p>　　本文采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整方法檢驗發(fā)展中國家的對外直接投資與出口貿(mào)易關系的替代性和互補性關系。在此之前先對各變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，以確定其是否具有平穩(wěn)性，防止偽回歸現(xiàn)象發(fā)生，之后再進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。下面將采用LLC檢驗和ADF-Fisher檢驗的方法對相關變量進行單位根檢驗。</p><p>　　表3-3 發(fā)展中國家面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果</p><

45、;p>　　從檢驗結(jié)果來看，所有P值均大于0.05，所以接受單位根假設，表明變量并不平穩(wěn)；我們對、進行一階差分處理，得到相應的和，其差分后的兩個變量在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量的一階差分序列屬于平穩(wěn)序列的，即都是I（1）序列，也就是說明發(fā)展中國家的對外直接投資變量和出口貿(mào)易變量之間有存在協(xié)整關系的可能性。</p><p>　　3.4.2 發(fā)展中國家面板協(xié)整檢驗結(jié)果</p&

46、gt;<p>　　我們利用Pedroni的異質(zhì)面板的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法，對和進行協(xié)整檢驗，原假設存在協(xié)整關系，滯后除數(shù)按SCI準則自動選擇。</p><p>　　表3-4 發(fā)展中國家出口對數(shù)與FDI對數(shù)的面板數(shù)據(jù)協(xié)整Pedroni檢驗結(jié)果</p><p>　　從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，7個統(tǒng)計量有4個統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。因此，綜合判斷，可以得到和

47、存在協(xié)整關系。估計的出口與對外直接投資的協(xié)整方程如下：</p><p>　　由于因變量和自變量都是對數(shù)化后的變量，系數(shù)0.303實際上就是對外直接投資對出口貿(mào)易額增長貢獻的彈性，從回歸系數(shù)t的值遠遠大于臨界值2來看，對外直接投資對出口貿(mào)易額的增長具有顯著性的影響。即對外直接投資額每增加1個百分點，出口貿(mào)易額就會上升0.303個百分點。因此，發(fā)展中國家的對外直接投資額的增加與出口貿(mào)易額的增長呈正相關，且對出口貿(mào)易具

48、有較大的推動作用。因此兩者具有互補性。</p><p>　　3.5 樣本國家整體面板單位根及協(xié)整關系檢驗</p><p>　　3.5.1 樣本國家整體面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　本文采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整方法檢驗對外直接投資與出口貿(mào)易關系的替代性和互補性關系。在此之前先對各變量進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，以確定其是否具有平穩(wěn)性，防止偽回歸現(xiàn)象發(fā)生，之后再進行面

49、板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。下面將采用LLC檢驗和ADF-Fisher檢驗的方法對相關變量進行單位根檢驗。</p><p>　　表3-5 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　從檢驗結(jié)果來看，所有P值均大于0.05，所以接受單位根假設，表明變量并不平穩(wěn)；我們對、進行一階差分處理，得到相應的和，其差分后的兩個變量在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這兩個變量的一階差分序列屬于平穩(wěn)

50、序列的，即都是I（1）序列，也就是說明對外直接投資變量和出口貿(mào)易變量之間有存在協(xié)整關系的可能性。</p><p>　　3.5.2 樣本國家整體面板協(xié)整檢驗結(jié)果</p><p>　　我們利用Pedroni的異質(zhì)面板的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法，對和進行協(xié)整檢驗，原假設不存在協(xié)整關系，滯后除數(shù)按SCI準則自動選擇。</p><p>　　表3-6 出口對數(shù)與FDI對數(shù)的面板數(shù)據(jù)

51、協(xié)整Pedroni檢驗結(jié)果</p><p>　　從協(xié)整檢驗結(jié)果來看，7個統(tǒng)計量有6個統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。因此，綜合判斷，可以得到和存在協(xié)整關系。估計的出口與對外直接投資的協(xié)整方程如下：</p><p>　　由于因變量和自變量都是對數(shù)化后的變量，系數(shù)0.433實際上就是對外直接投資對出口貿(mào)易額增長貢獻的彈性，從回歸系數(shù)t的值遠遠大于臨界值2來看，對外直接投資

52、對出口貿(mào)易額的增長具有顯著性的影響。即對外直接投資額每增加1個百分點，出口貿(mào)易額就會上升0.433個百分點。因此，對外直接投資額的增加與出口貿(mào)易額的增長呈正相關，且對出口貿(mào)易具有較大的推動作用。因此對外直接投資與出口貿(mào)易呈互補關系。</p><p><b>　　第3章 基本結(jié)論</b></p><p>　　本文采用了理論和實證相結(jié)合的方法，運用數(shù)據(jù)和圖表直觀的對對外

53、直接投資與出口貿(mào)易這兩個變量進行了分析。筆者借助1995年以來包括我國在內(nèi)的18個國家的對外直接投資和出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)單位根及面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型，對對外直接投資與出口貿(mào)易間的關系進行了計量學分析。理論模型及檢驗結(jié)果表明：對外直接投資與出口貿(mào)易兩者間存在著顯著的正相關關系。對發(fā)達國家及新興市場國家而言，對外直接投資額每增加1個百分點，出口貿(mào)易額就會相應增加0.334個百分點；對發(fā)展中國家而言，對外直接投資額每增加1個百分點，出口貿(mào)

54、易額就會相應增加0.303個百分點；而對18個國家數(shù)據(jù)進行整體分析后發(fā)現(xiàn)，對外直接投資額每增加1個百分點，出口貿(mào)易額會相應增加0.433個百分點。對外直接投資對出口貿(mào)易具有較大的推動作用。因此對外直接投資與出口貿(mào)易之間可能存在替代效應，但對外直接投資與出口貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，即從總體上看兩者存在互補關系。</p><p><b>　　結(jié) 論</b></p><

55、p>　　畢業(yè)論文設計是本科學習階段一次非常難得的理論與實踐相結(jié)合的機會，這次畢業(yè)設計使我擺脫了單純的理論知識學習狀態(tài)，鍛煉了我綜合運用所學專業(yè)知識的能力，同時也提高了我查閱文獻.數(shù)據(jù)等的專業(yè)能力。雖然過程繁瑣，但我的收獲卻很豐富。</p><p>　　本文在前人研究成果的基礎上，選取1995-2010年包括我國在內(nèi)的18個國家的對外直接投資和出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)單位根及面板數(shù)據(jù)協(xié)整模型，對對外直接投資

56、與出口貿(mào)易關系進行了實證分析，理論模型及檢驗結(jié)果表明：對外直接投資與出口貿(mào)易兩者間呈互補關系。</p><p>　　本文的研究工作總體上是實證分析，限于筆者的自身能力和資料搜集的局限性，所以提出的有關結(jié)論也有待完善和驗證，文中還有很多不足的地方，具體來說有以下幾點：</p><p>　　由于條件的限制，我們無法考慮世界上每個國家對外直接投資與出口貿(mào)易的關系，也無法考慮到其他因素對文章中變量

57、的影響。因此，在未來的研究中可以考慮到更多因素，對此方面進行更深入的分析。</p><p>　　（2）由于知識水平有限，本文只得到了關系模型，并沒有用模型進行預測。也沒有結(jié)合實際情況進行分析。盡管如此，該模型回歸出來的結(jié)果對我國今后經(jīng)濟政策的取向仍具有重要的借鑒意義。</p><p><b>　　致 謝</b></p><p>　　在論文完成

58、之際，深深感謝所有支持、鼓勵和幫助過我的老師、親人和朋友們。</p><p>　　感謝我的導師雷佑新老師。從論文的立題到論文的設計以及論文的整個撰寫和修改過程無不浸透著老師的心血。雷老師不僅學富五車，而且科學態(tài)度嚴肅，思維方式靈活，耐心細致地回答我的每一個問題，認真仔細批注論文的每點不足。他嚴謹?shù)闹螌W精神深深感染激勵著我，將使我終身受益。在此謹向雷老師致以誠摯的謝意和崇高的敬意。</p><p

59、>　　此外，我的論文也受到了其他老師和同學的很多幫助，在此向他們表示深深的感謝，也謝謝成都理工大學所有教導過我的老師，謝謝你們四年來的悉心教導與關心愛護。</p><p>　　同時我還要感謝成都理工大學國貿(mào)系的同學們對我生活和學業(yè)上的關心和幫助,特別是同寢室的同學在四年大學生活里對我的關心和幫助，感謝她們在困難中與我一同走過，是她們讓我更懂得了珍惜兩字的含義。最后我為自己能夠在這樣一個溫暖和諧的班級體中學習

60、工作，深感溫暖、愉快和幸運。謝謝大家，我希望我們在以后的生活中能夠活得更精彩，更燦爛。</p><p>　　感謝我的父母，焉得諼草，言樹之背，養(yǎng)育之恩，無以回報，你們永遠的健康快樂是我最大的心愿。</p><p><b>　　參考文獻</b></p><p>　　[1]中華人民共和國國家統(tǒng)計局.國際統(tǒng)計年鑒[M].北京.中國統(tǒng)計出版社,2010

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