畢業(yè)論文--對外直接投資與出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析

1、<p>　　對外直接投資與出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)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(dǎo)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(jì)關(guān)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(jì)增長的動力與對外直接投資有著密不可分的關(guān)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(yùn)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(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，理論模型及檢驗(yàn)結(jié)果表明：對外直接投資與出口貿(mào)易兩者間呈互補(bǔ)關(guān)系。</p><p>　　關(guān)鍵詞：對外直接投

3、資；出口貿(mào)易；單位根檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)</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(guān)系理論1</p><p>　　1.2.2 補(bǔ)充關(guān)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(dá)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(dá)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(shí)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(dá)國家及新興市場國家面板單位根及協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)3</p><p>　　3.3.1 發(fā)達(dá)國家及新興市場國家面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果3</p><p>　　3.3.2 發(fā)達(dá)國家及新興市場國家面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果3</p><p>　　3.4 發(fā)展中國家面板單位根及協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果3</p><p>　　3.4.2 發(fā)展中國家面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果3</p><p>　　3.5 樣本國家整體面板單位根及協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)3</p><p>　　3.5.1 樣本國家整體面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果3</p><p>　　3.5.2 樣本國家整體面板協(xié)整檢驗(yàn)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(xiàn)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(jìn)入21世紀(jì)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(jì)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(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的趨勢。在經(jīng)濟(jì)全球化的今天，對外直接投資和出口貿(mào)易兩者之間的關(guān)系也越來越受到了學(xué)者們和政策制定者們的關(guān)注。因此有必要對它們之間的關(guān)系進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)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(guān)于一個國家的對外直接投資和出口貿(mào)易兩者之間關(guān)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(diǎn)：一是以蒙代爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補(bǔ)充關(guān)系理論。</p><p>　　1.2.1 替代關(guān)系理論</p><p>　　在20世紀(jì)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(guān)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(guān)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(guān)稅和非關(guān)稅貿(mào)易壁壘，要素價格均等化就無法實(shí)現(xiàn)，要素流動（主要是資本流動）就可以跨越貿(mào)易壁壘實(shí)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(rèn)為貿(mào)易和投資是一種商品進(jìn)入另一個國家市場的兩種主要方式。在受貿(mào)易保護(hù)主義影響的開放經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(rèn)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(shí)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(dá)國家的對外直接投資就不能用該模型進(jìn)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(jì)發(fā)展水平，增加其購買力，因而也間接促進(jìn)了國際間貿(mào)易的發(fā)展。</p><p>　　1.2.2 補(bǔ)充關(guān)系理論</p><p>　　20世紀(jì)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(jìn)行實(shí)證后他認(rèn)為，日本模式的對外直接投資和對外貿(mào)易的關(guān)系不是替代關(guān)系而是互補(bǔ)關(guān)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(jìn)了國際貿(mào)易的發(fā)展。小島清認(rèn)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(bǔ)關(guān)系。他認(rèn)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(dāng)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(jī)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(bǔ)關(guān)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(jìn)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(shí)世界中，尤其是人員的流動，在發(fā)達(dá)國家也許可以實(shí)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(shí)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(guān)系和互補(bǔ)關(guān)系，但是對于兩者之間的關(guān)系的實(shí)證研究大部分是是基于一個國家或者兩個國家，我國學(xué)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(guān)系，對于世界上多個國家的實(shí)證研究卻寥寥無幾。本文將基于多個國家的數(shù)據(jù)，運(yùn)用理論和實(shí)證相結(jié)合的方法，對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行研究，進(jìn)一步補(bǔ)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(guān)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(guān)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(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析；</p><p>　　第4章根據(jù)

24、第三章的計(jì)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(fù)雜的國際資本流動。根據(jù)國際統(tǒng)計(jì)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)年鑒</p><p>　　從圖2-1可以看出，20世紀(jì)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(dá)到了20年來的最高峰。但2008年的美國次貸危機(jī)引起了全球性金融危機(jī)，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(dá)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(dá)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(jìn)行貿(mào)易的幾個典型

27、的發(fā)達(dá)國家及新興市場國家作為樣本進(jìn)行研究。本文選取相關(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)，具體如表2-1所示：</p><p>　　表2-1 發(fā)達(dá)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)年鑒</p><p>　　從表2-1，我們可以看出，發(fā)達(dá)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(dá)到了189.26%。與此同時世界對外直接投資在2007年也達(dá)到了20年來的最高點(diǎn)。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(jī)導(dǎo)致歐元貶值，從而導(dǎo)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(dāng)重要的地位。在這里我們選取了6個與我國進(jìn)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)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(dá)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(dá)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(jī)的影響弱于發(fā)達(dá)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(jì)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)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(dá)到了最高點(diǎn)，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(dá)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(jì)年鑒數(shù)據(jù)可知，發(fā)達(dá)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(dá)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)年鑒</p

34、><p>　　由表2-3和圖2-3可以看出，發(fā)達(dá)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(dá)到了38.2%。與發(fā)達(dá)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(dá)到自1995年以來的最大值；此后，因金融危機(jī)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(dá)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(guān)各年國際統(tǒng)計(jì)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(dá)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(shí)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(yīng)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(jì)值更加客觀。本文采用的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法是單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。</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(guān)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(jìn)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(guān)各年的國際統(tǒng)計(jì)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(jìn)行自然對數(shù)的變換，分別用lnEXP及l(fā)nFDI表示EXP和FDI。實(shí)證分析采用計(jì)量軟件Ev

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

40、LLC檢驗(yàn)和ADF-Fisher檢驗(yàn)的方法對相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。</p><p>　　表3-1 發(fā)達(dá)國家及新興市場國家面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果</p><p>　　從檢驗(yàn)結(jié)果來看，所有P值均大于0.05，所以接受單位根假設(shè)，表明變量并不平穩(wěn)；我們對、進(jìn)行一階差分處理，得到相應(yīng)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(shè)，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(dá)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(guān)系的可能性。</p><p>　　3.3.2 發(fā)達(dá)國家及新興市場國家面板協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)方法，對和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以不存在協(xié)整關(guān)系為前提，滯后除數(shù)按SCI準(zhǔn)則自動選擇。</p><p>　　表3-2 發(fā)達(dá)

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(yàn)結(jié)果</p><p>　　從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，7個統(tǒng)計(jì)量有6個統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即表明和存在協(xié)整關(guān)系。估計(jì)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(shí)際上就是對外直接投資對出口貿(mào)易額增長貢獻(xiàn)的彈性，從回歸系數(shù)t的值遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(diǎn)，出口貿(mào)易額就會上升0.334個百分點(diǎn)。因此，發(fā)達(dá)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(guān)，且對出口貿(mào)易具有較大的推動作用。因此兩者具有互補(bǔ)性。</p><p>　　3.4 發(fā)展中國家面板單位根及協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)</p><p>　　3.4.1 發(fā)展中國家面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果<

44、/p><p>　　本文采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整方法檢驗(yàn)發(fā)展中國家的對外直接投資與出口貿(mào)易關(guān)系的替代性和互補(bǔ)性關(guān)系。在此之前先對各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，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(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。下面將采用LLC檢驗(yàn)和ADF-Fisher檢驗(yàn)的方法對相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。</p><p>　　表3-3 發(fā)展中國家面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果</p><

45、;p>　　從檢驗(yàn)結(jié)果來看，所有P值均大于0.05，所以接受單位根假設(shè)，表明變量并不平穩(wěn)；我們對、進(jìn)行一階差分處理，得到相應(yīng)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(shè)，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(guān)系的可能性。</p><p>　　3.4.2 發(fā)展中國家面板協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)方法，對和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，原假設(shè)存在協(xié)整關(guān)系，滯后除數(shù)按SCI準(zhǔn)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(yàn)結(jié)果</p><p>　　從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，7個統(tǒng)計(jì)量有4個統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，綜合判斷，可以得到和

47、存在協(xié)整關(guān)系。估計(jì)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(shí)際上就是對外直接投資對出口貿(mào)易額增長貢獻(xiàn)的彈性，從回歸系數(shù)t的值遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(diǎn)，出口貿(mào)易額就會上升0.303個百分點(diǎn)。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(guān)，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(bǔ)性。</p><p>　　3.5 樣本國家整體面板單位根及協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)</p><p>　　3.5.1 樣本國家整體面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果</p><p>　　本文采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整方法檢驗(yàn)對外直接投資與出口貿(mào)易關(guān)系的替代性和互補(bǔ)性關(guān)系。在此之前先對各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，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(jìn)行面

49、板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。下面將采用LLC檢驗(yàn)和ADF-Fisher檢驗(yàn)的方法對相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。</p><p>　　表3-5 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果</p><p>　　從檢驗(yàn)結(jié)果來看，所有P值均大于0.05，所以接受單位根假設(shè)，表明變量并不平穩(wěn)；我們對、進(jìn)行一階差分處理，得到相應(yīng)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(shè)，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(guān)系的可能性。</p><p>　　3.5.2 樣本國家整體面板協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)方法，對和進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，原假設(shè)不存在協(xié)整關(guān)系，滯后除數(shù)按SCI準(zhǔn)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(yàn)結(jié)果</p><p>　　從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果來看，7個統(tǒng)計(jì)量有6個統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，綜合判斷，可以得到和存在協(xié)整關(guān)系。估計(jì)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(shí)際上就是對外直接投資對出口貿(mào)易額增長貢獻(xiàn)的彈性，從回歸系數(shù)t的值遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(diǎn)，出口貿(mào)易額就會上升0.433個百分點(diǎn)。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(guān)，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(bǔ)關(guān)系。</p><p><b>　　第3章 基本結(jié)論</b></p><p>　　本文采用了理論和實(shí)證相結(jié)合的方法，運(yùn)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(jìn)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(yùn)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(guān)系進(jìn)行了計(jì)量學(xué)分析。理論模型及檢驗(yàn)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(guān)關(guān)系。對發(fā)達(dá)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(diǎn)，出口貿(mào)易額就會相應(yīng)增加0.334個百分點(diǎn)；對發(fā)展中國家而言，對外直接投資額每增加1個百分點(diǎn)，出口貿(mào)

54、易額就會相應(yīng)增加0.303個百分點(diǎn)；而對18個國家數(shù)據(jù)進(jìn)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(diǎn)，出口貿(mào)易額會相應(yīng)增加0.433個百分點(diǎn)。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(yīng)，但對外直接投資與出口貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，即從總體上看兩者存在互補(bǔ)關(guān)系。</p><p><b>　　結(jié) 論</b></p><

55、p>　　畢業(yè)論文設(shè)計(jì)是本科學(xué)習(xí)階段一次非常難得的理論與實(shí)踐相結(jié)合的機(jī)會，這次畢業(yè)設(shè)計(jì)使我擺脫了單純的理論知識學(xué)習(xí)狀態(tài)，鍛煉了我綜合運(yùn)用所學(xué)專業(yè)知識的能力，同時也提高了我查閱文獻(xiàn).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(chǔ)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(yùn)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(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，理論模型及檢驗(yàn)結(jié)果表明：對外直接投資與出口貿(mào)易兩者間呈互補(bǔ)關(guān)系。</p><p>　　本文的研究工作總體上是實(shí)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(guān)結(jié)論也有待完善和驗(yàn)證，文中還有很多不足的地方，具體來說有以下幾點(diǎn)：</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(guān)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(jìn)行更深入的分析。</p><p>　?。?）由于知識水平有限，本文只得到了關(guān)系模型，并沒有用模型進(jìn)行預(yù)測。也沒有結(jié)合實(shí)際情況進(jìn)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(jì)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(dǎo)師雷佑新老師。從論文的立題到論文的設(shè)計(jì)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(xué)富五車，而且科學(xué)態(tài)度嚴(yán)肅，思維方式靈活，耐心細(xì)致地回答我的每一個問題，認(rèn)真仔細(xì)批注論文的每點(diǎn)不足。他嚴(yán)謹(jǐn)?shù)闹螌W(xué)精神深深感染激勵著我，將使我終身受益。在此謹(jǐn)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(xué)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(xué)所有教導(dǎo)過我的老師，謝謝你們四年來的悉心教導(dǎo)與關(guān)心愛護(hù)。</p><p>　　同時我還要感謝成都理工大學(xué)國貿(mào)系的同學(xué)們對我生活和學(xué)業(yè)上的關(guān)心和幫助,特別是同寢室的同學(xué)在四年大學(xué)生活里對我的關(guān)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(xué)習(xí)

60、工作，深感溫暖、愉快和幸運(yùn)。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(bào)，你們永遠(yuǎn)的健康快樂是我最大的心愿。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)</b></p><p>　　[1]中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局.國際統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京.中國統(tǒng)計(jì)出版社,2010

61、</p><p>　　[2]楊亞男.論中國對外直接投資與出口貿(mào)易的關(guān)系[D].北京:首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2007</p><p>　　[3]王文爽.我國利用FDI對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響[D].天津:天津財(cái)經(jīng)大學(xué),2009</p><p>　　[4]陳敏.中國對外直接投資的出口效應(yīng)研究[D].上海:上海大學(xué),2008</p><p>　　[5]張曉濤.

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63、際資本流動對世界經(jīng)濟(jì)體系的影響[M].清華大學(xué)出版社,2010</p><p>　　[9]張如慶.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2005(3):46-47</p><p>　　[10]夏廣奎.外商直接投資對經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究[D].長沙:長沙理工大學(xué),2011</p><p>　　[11]王亮.基于協(xié)整理論的交通中檢測面數(shù)據(jù)的時空關(guān)聯(lián)

64、性研究[J].中國公共安全:智能交通,2007(11):35-37</p><p>　　[12]陳立敏,楊振,侯再平.帶動出口還是出口代替？-中國企業(yè)對外直接投資的邊際產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略檢驗(yàn)[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2010(2):34-35</p><p>　　[13]魏東升.進(jìn)口與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于內(nèi)生增長理論的實(shí)證分析[J].中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報(bào):社會科學(xué)版,2008(2):24-26</p&

65、gt;<p>　　[14]Robert A. Mundell.International Trade and Factor Mobillity[D],1957</p><p>　　[15][日]小島清.對外貿(mào)易論[M].周寶廉譯.天津:南開大學(xué)出版社,1987</p><p>　　[16]Markuson James R.LarsE.O.Svensson Trade in G

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