对外直接投资的贸易效应研究——基于中国经验的实证分析(2)

对上式经过替代整理可得：L = a口 Rk+ 7 n lt I 0 n l十 n T』=+ I= n . L k -+ L Lk f z_】】

() 3

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其中： l表示时期 t国对东道国的出口和进口； l表示时期 t中国对东道国 F I Tk .中 Fk . D流量； l一 Z . k 表示时期 t一1中国对东道国 F I量； l D存 Lk为测度中国和东道国联系密切度的虚拟变量；、、、为待 a口 7 0估计的参数；i白噪音误差项。 E为 由于空间联系由取值 (, ) O 1的虚拟变量测度，方程 ( )以表达为： 3可 L Tk=a￣￣ n l+7 Z _ 1 n lt l L F . I lI+ . k k n k_其中： 。;。 L Lk c;【 n l I;+0 k () 4

方程 ( )来检验我们的两个假设。 D变量的系数 (、 ) 4用 FI口 7如果为正且显著，明中国在东道国的表

F I贸易创造型。相反， D是如果这些系数为负，则表明中国在东道国的 F I贸易替代型。 D是四、据和方法数

1数据收集。由于我们分别检验中国 F I出口效应和进口效应， . D的因此我们分别用出口和进口作为两个因变量用于两个回归。因变量使用 2 0 0 0年和 2 0 0 1年中国对 4 9个东道国的年出口流量和年

进口流量。数据来源于中国统计出版社的《中国对外经济贸易年鉴》各年)单位为万美元 (,自变量为中国对东道国的直接投资流量和存量。 D流量使用 2 0 FI 0 0年和 2 0年中国对 4 01 9个东道国的直接投资， D存量使用 1 9 F I 9 9年和 2 0 0 0年中国对 4个东道国的年未直接投资存量。数据来 9源于中国统计出版社的《国对外经济贸易年鉴》各年 )单位为万美元。中 (,2回归方法。本研究采用合成数据回归 (o l e rs o )法。时间跨度为 1 9" 2 0 . p o drges n方 e i 9 9- 0 1年， - -横

截面单元为 4 9个东道国。使用合成数据 ( a e d t) p nl aa而不是时间系列， 不仅可以避免平

稳性和时期自 相关等问题，可以增加模型的自由度。还在合成数据中虚拟变量的使用可以将不同国家独立于时间的因素的交互作用效应分离开来。引入每一个东道国的虚拟变量的合成数据模型能增加模型的显著性，这是因为虚拟变量能够吸收回归中没有解释的变异。因此，用合成数据的变截距模型是适宜的，采并

且由于本研究仅就样本自身效应为条件进行推论，使用确定效应模型。故 3模型诊断。方程 ( )定的模型，论上需要考虑可能存在的两个问题：是联立性偏误 (i . 4设理一 s, mu a e yba)二是由于模型设定的节省 (as n )能存在遗漏的变量。 l n i i; t t s p ri y可 mo ( )立性偏误诊断。立性偏误之所以出现，因为方程中一些解释变量是内生的，因而很可 1联联是并能与干扰项或误差项相关。如果有联立性问题 (i l ni rbe存在， s t e ypo l mu a t m) 0I S估计量不是一致性的因此联立性检验本质上是检验 (一个内生 )释变量是否与误差项相关[ (卜" 解 9P] 1¨。 在本研究中， DI贸易可能由另一组变量联合地决定， F与即受到相同因素的影响，而两个变量从可能是相互或共同依赖的变量，而成为内生变量。如果 F I贸易是两个内生变量，能会导致在从 D和可

方程 ( )的贸易作为解释变量将与误差项相关，而违反经典线性回归模型的一个重要假定， 4中从即解释变量与干扰项之问不相关的假定。果方程 ( )在这种联立性问题，使用 O S估计将导致错误如 4存则 L的结果。因此，平狄克一鲁宾费尔德 ( id c - R bne, R) Pn yk u ifl P检验被用来检查 F I d D与贸易(口和进出口)间的联立性问题。P检验确定是否有一个变量导致 F I贸易的联立问题最可能影响 F I之 R D与 D和贸易两者的重要变量是市场规模或东道国财富水平。 P和人均国民收入 ( C被用来分别测度 GD P Y)规模和财富水平。许多近期研究表明 P Y是一个更为重要的决定因素， C尤其对 F来说。基于 P Y DI C 是F I D和贸易两者的一个决定因素，因此，我们选择它来作联立性检验。

检验设定如下：Fk= fP lt ( CYk ' l 1 . I Zk ) t . () 5

Tlt fFltZk一， . k￣'( k’, 1 t . _ . )

() 6

其中 P Yk表示东道国的人均国民收入， .示方程 ( ) C . 表 5的残差。方程 ( )回归中，果得自在 6的如 方程 () 5的残差 . 的系数显著，表明在 F I贸易两个变量之间存在联立性问题。检验结果请参则 D和见表 1。~3】2

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表 1

平狄克一鲁宾费尔德检验(。 F . )

注：口检验方程的凋照后的 R出为 0 9。 . 9

表3

平狄克一鲁宾费尔德检验 ( 进口) T

注：口检验方程的调整后的 R为 0 9 进 .9

从检验结果来看，对于出口方程和进口方程来说， k的系数的 P值分别为 0 9 T. h . 9和 0 6,明这 .2表两个系数并不显著，从而可以拒绝 F I贸易两个变量之间存在联立性问题的可能性。 D和

() 2变量遗漏可能性检验。程 ( )方 4的设定中如果包括进更多的变量是否可能改变估计的结果，我们对此作出检验。由于 F I贸易的研究文献中认为 P Y是最重要的变量，可能对 F I贸易产 D和 C它 D和生影响。其它变量如距离、治和文化因素已经被模型中的虚拟变量所代替为了确证模型结果并非政谬误，现在把 P Y作为一个解释变量引入进行回归检验。检验回归模型设定如下： CL Tk=0+口 n l+7 Z l o C k+￡ n lt q L F . I l+￣ Y . i . k k n一 P 可能遗漏了一个重要变量，否则，型设定是适宜的。检验结果见表 4。模~5衷4 方程 () 7回归结果表 (口 )出

() 7

如果引入 P Y以后，变了模型的结果， C改即使得 F Z 。 m l的系数 B丫变得不显著， k、则认为模型

注：口检验方程的调整后的 R出为 0 9。 . 9

表5

方程 ( )归结果表 (口) 7回进

注：口检验方程的调整后的 R进 0为 0 9。 . 9

修正模型的回归结果表明： P Y被作为一个解释变量引入时， It 卜的系数的 P值低于当 C Fk、 - - Z . 1 3

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1置信水平，而

F I贸易关系的显著性并没有改变，而可以证明方程 ( ) 从 D与从 4的模型设定不存在变量遗漏的可能性。 五、果与讨论结

1国对外直接投资的出口效应 中对中国 F I的出口效应的假设 H: D是中国对东道国的 F I加中国对东道国的出口。 D增我们利用程 () 4设定的模型对中国 F I的出口效应的检验结果如表 6 D。表6 中国对外直接投资的出口效应

从回归结果看，型拟合优度很好，模调整后的 R。达 0 9 5经过加权处理，值增加到 0 9 5高 .8,该 .9,说明模型拟合得非常好。从回归系数的 P值来看，所有回归系数均高度显著。回归系数表明，中国对东道国的 F I量每增加一个百分点，中国向该东道国的出口增加 0 0 9个百分点， D流则 .0中国对东道国的 F I D存量每增加一个百分点，中国向该东道国的出口增加 0 1 6百分点。则 .7个 实证结果表明，中国对外直接投资是出口创造型的。F I D流量和存量的正的显著系数，明中国表 F导致中国出口水平的增加。相对于 F I DI D流量来说， D存量对出口的影响更大， F I意味着中国的对外直接投资，旦投资生产，长期内将带动中国的原材料、一在资本品、理等的出口。管 中国 F I的出口创造效应， D与相关理论的预期一致，些理论包括贸易创造的 F I论、贸易这 D理新理论、产业网络理论。贸易理论认为，新在具有相似要素桌赋或相似收入水平的国家， D具有贸易创 FI造效应。中国 F集中于亚洲国家与这一理论一致。 DI 中国 F I量比流量的出口效应更 …… 此处隐藏：3515字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……