[摘要]隨著中國證券市場的發(fā)展和我國加入WTO的日益臨近，A、B股市場的合并已經(jīng)是大勢所趨，而A、B股的關系則是其合并的關鍵，另外對A、B股市場關系的研究可以讓我們更好的理解兩個市場所具有的不同特征以及管理層的政策。因此應用協(xié)整理論對A、B股市場的關系進行實證檢驗，并從中找出一些結論。

1引言

1999年6月3日，中國證監(jiān)會取消發(fā)行B股企業(yè)的所有制限制和預選制；

2000年4月，中國證監(jiān)會宣布，發(fā)行境內(nèi)外資股的公司在具備了一定條件的情況下可以申請公募增發(fā)；

2000年11月底，中國證監(jiān)會規(guī)定，“經(jīng)中國證監(jiān)會核準，B股公司外資發(fā)起人股，自公司成立之日起三年后，可以在B股市場上流通；外資非發(fā)起人股可以直接在B股市場上流通”；

2000年12月，上海證券交易所了促進B股市場活躍的五大措施，即通過推行B股無形席位，提高交易效率；全面開通B股實時成交回報；調(diào)整B股交易結算費用，降低交易成本；縮小申報價位的最小變動單位，提高成交率；改進信息，強化B股市場信息與宣傳；

為進一步推進我鎮(zhèn)基層社會治理，有效整合村級服務管理資源，更好服務群眾，保障民生，維護人民群眾生命財產(chǎn)安全，根據(jù)屏府辦發(fā)〔2019〕1號文件《縣人民政府辦公室關于開展村級協(xié)管員整合工作的通知》要求，結合鎮(zhèn)實際制定本方案。

一、總體目標

按照“職能整合、規(guī)范使用、強化考核、保障待遇”的原則，對全鎮(zhèn)17個村（含農(nóng)村社區(qū)）協(xié)管員進行整合，定崗位、定職責、定待遇、嚴考核，充分發(fā)揮村級協(xié)管員的工作積極性，進一步提高基層服務管理水平。

二、整合對象

本次整合的對象，包括全鎮(zhèn)17個村（含農(nóng)村社區(qū)）的安全協(xié)管員、食品藥品安全監(jiān)管協(xié)管員、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全協(xié)管員、農(nóng)村交通安全勸導員、國土資源執(zhí)法監(jiān)察信息員、綜治網(wǎng)格員、民政協(xié)理員、殘疾人協(xié)理員、文化專干、計生專干。按照“一村兩員”的原則進行整合，整合后每個村（含農(nóng)村社區(qū)）保留1名公共安全協(xié)管員和1名社會事務協(xié)管員（以下簡稱“兩員”），“兩員”不屬于村常職干部序列（工作職責見附件1）。

今后村（農(nóng)村社區(qū)）需增加公共安全或社會事務類工作事項，原則上納入兩員工作職責，不再新增財政預算。

[摘要]學術界在外商直接投資對于經(jīng)濟增長的作用這一問題上存在爭議。鑒于FDI的凈溢出效應是隨時間而動態(tài)變化的，本文選取我國1986年～2007年度宏觀數(shù)據(jù)，對GDP與FDI進行協(xié)整檢驗，采用EG兩步法構建誤差修正模型，探討FDI對我國經(jīng)濟增長的影響，并提出建議。

[關鍵詞]FDIGDP協(xié)整分析誤差修正模型溢出效應

一、引言

學術界對外商直接投資對東道國經(jīng)濟影響有不同看法，部分認為FDI對GDP有促進作用：Abende-Nabende，J.L.Ford(1998)以我國臺灣省為例討論FDI對經(jīng)濟的潛在推動。也有學者提出不同結論：L.P.King與B.Varadi(2002)分析了匈牙利59家公司相關數(shù)據(jù),認為短期內(nèi)FDI促進經(jīng)濟增長,長期有阻礙作用。多數(shù)研究認為,發(fā)展中國家FDI凈溢出效應不顯著,甚至為負,而在發(fā)達國家有正效應。

2003年中國接受外國直接投資530億美元，居全球首位。FDI對我國經(jīng)濟的影響，學者最初持肯定態(tài)度：ChungChen,YiminZhang(1995)研究表明1978年后FDI對中國經(jīng)濟的推動。后陸續(xù)有異議：趙奇?zhèn)?、張誠(2006)檢驗京津冀1980～2003年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)以1995年為拐點,FDI溢出效應逐漸消失,至與區(qū)域經(jīng)濟增長顯著負相關。

少有學者對近幾年宏觀數(shù)據(jù)進行分析，而FDI的凈溢出效應是隨時間變化的；也少有學者建立誤差修正模型(ECM)，該模型有不存在虛假回歸的顯著優(yōu)點。本文取1986年～2007年數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析構造ECM，探討FDI對我國GDP在長短期內(nèi)的影響，并提出合理建議。

1模型構建

1.1傳統(tǒng)配對模型。1.1.1配對對象的選擇。傳統(tǒng)配對模型在選擇配對對象時通常是以兩個具有高度相關性的資產(chǎn)作為配對組，并假設它們之間相關性是長期可持續(xù)的。大多數(shù)研究中都會在同一行業(yè)中進行篩選，通過協(xié)整關系找到業(yè)務相似、股價具備一定均衡關系的配對組合。根據(jù)協(xié)整回歸模型來確定組合之間的配置比例，最后通過價差的統(tǒng)計性質(zhì)來確定套利機制。這樣的選擇方法雖然在配對組合選擇上面效率較高，但是也存在一些問題。首先，同行業(yè)配對挑選的股票組，由于股價走勢過于接近，在實際操作過程中會導致交易機會不太多。其次，同行業(yè)配對組由于主營業(yè)務相近，其走勢容易受到宏觀和行業(yè)周期問題的影響。1.1.2平穩(wěn)性與協(xié)整關系檢驗。在本文中檢驗配對資產(chǎn)之間的關系采用Engle-Granger兩步協(xié)整檢驗法。Engle-Granger兩步協(xié)整檢驗法用普通最小二乘法估計變量之間的平穩(wěn)關系系數(shù)，然后用單位根檢驗來檢驗殘差。本文中具體步驟為：首先，假設與代表資產(chǎn)S1與資產(chǎn)S2的價格序列，對時間序列進行ADF檢驗確定兩者的平穩(wěn)性，確定其均為非平穩(wěn)序列且是一階單整。其次，構造回歸模型：最后，對殘差序列{}進行單位根檢驗，如果檢驗結果證明殘差序列不存在單位根，即時間序列是平穩(wěn)的，那么{}與解釋變量序列{}之間存在協(xié)整關系，即{}與{}之間存在長期均衡關系。1.1.3配對比例的確定。在確定選定股票對之間存在長期穩(wěn)定的關系之后，通過線性回歸得到系數(shù)值，也就是1個單位的S2需要個單位的S1進行對沖。1.1.4確定開倉與平倉閾值。運用協(xié)整檢驗選擇的股票對，選定新的交易期，設形成期的價差序列為：根據(jù)和，我們可以計算出價差序列的均值和標準差，選擇均值加減一定倍數(shù)作為交易期價差的閾值，即。一般情況下，我們?nèi)為1。當交易期的價差超過時，進行開倉。當交易期的價差又回復到附近時，進行平倉。1.2模型的改進。相比于傳統(tǒng)模型，本文中建立的模型改進主要有以下三點。第一，配對對象不再僅僅局限于同行業(yè)進行協(xié)整配對，而是選擇跨行業(yè)股票進行配對。首先，參照wind行業(yè)分類在每個行業(yè)選取優(yōu)質(zhì)股票各5支，共計55支股票構成股票池。其次，計算出不同行業(yè)股票兩兩配對的相關系數(shù)。最后，在所有配對組中選取相關性大于0.95的配對組依次進行協(xié)方差檢驗，確定進行交易的配對組。第二，數(shù)據(jù)處理上對差價序列進行標準化（Z-score）處理，消除量綱影響和變量自身變異的影響。第三，傳統(tǒng)配對交易策略都是等價差回歸到均值附近時再平倉，而實際交易中發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)方式收益雖然有所提升，但是運行結果回撤率很高。為了降低最大回撤，本文加入一個止損的方法，即經(jīng)典的“Cuttheloseandletthewinningrun”。思路為：如果連續(xù)虧損達到N天以上，則平倉退場，M天后再進場。

2實證檢驗

2.1樣本數(shù)據(jù)。本文分別選取不同行業(yè)排名靠前的5支股票，共計55支股票組成股票池。行業(yè)分類依據(jù)是參照wind行業(yè)分類，一共分為11類，分別是能源、材料、工業(yè)、可選消費、日常消費、醫(yī)療保健、金融、信息技術、電信服務、公共事業(yè)、房地產(chǎn)。在數(shù)據(jù)頻率上，選取日內(nèi)收盤數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)區(qū)間為2016年1月4日到2019年3月1日，其中將2016年1月4日到2018年1月4日的數(shù)據(jù)作為樣本內(nèi)擬合數(shù)據(jù)，2018年1月4日到2019年3月1日數(shù)據(jù)作為樣本外的回測數(shù)據(jù)。2.2最優(yōu)配對組的篩選與配對比例的確定。首先，從11個行業(yè)（股票代碼為600036.SH、601398.SH、601939.SH、601288.SH、601318.SH等）中隨機抽取2個行業(yè)計算相關系數(shù)，即一共有C112組相關系數(shù)。通過選取相關系數(shù)大于0.95的股票對進行協(xié)整檢驗，最終我們選擇海天味業(yè)（603288.SH）和招商銀行（600036.SH）作為本文進行交易的配對組。而后對兩只股票進行ADF檢驗與協(xié)整檢驗結果。運行結果表明海天味業(yè)（603288.SH）和招商銀行（600036.SH）兩只股票在一階差分后是平穩(wěn)的，兩者都是一階單整序列。并且價差序列也為平穩(wěn)序列。接下來，對于兩只股票的價格進行OLS回歸。設海天味業(yè)（603288.SH）的日收盤價為X，招商銀行（600036.SH）的日收盤價為Y，通過回歸模擬我們可以得到回歸擬合結果為：也就是說Y-0.535X為平穩(wěn)序列。雖然在實際金融市場中股票需要整手買入，但是為了方便研究，假設可以買入非整手的股票。將1股招商銀行股票的多頭和0.54股海天味業(yè)股票的空頭視為億股資產(chǎn)組合的多頭。2.3策略說明。（1）計算兩支股票的價差時，我們對價差時間序列進行了歸一化處理，處理后的價差用Z-Score（spread）來表示。（2）交易一共運行了兩次，第一次沒有添加止損條件。第二次加入了止損條件對于策略進行優(yōu)化。即設置了如果連續(xù)虧損達到2天以上，則平倉退場，3天后再進場。（3）交易閥值為：當股票對組合Z-Score（spread）大于0.5時，建立股票組合的空頭頭寸，即賣空招商銀行，買入海天味業(yè)。當Z-Score（spread）小于-0.5時建立股票對組合的多頭頭寸，即買入招商銀行，賣出海天味業(yè)。當Z-Score（spread）等于0時平倉。2.4模擬交易。本文的回測是利用2018年1月4日到2019年3月8日的股票數(shù)據(jù)進行模擬交易，模擬交易是通過Joinquant平臺來自動執(zhí)行。程序模擬真實投資行為，從起始日起一次判斷每日的股票價格是否達到設定的建倉或者平倉的條件，并執(zhí)行相應的操作，直至模擬的截止日。模擬交易一共進行了兩次，第一次直接用所設定的交易閾值進行建倉或者平倉，即當Z-socre大于0.5時建立股票空頭；Z-score小于0.5時建立多頭。根據(jù)結果我們可以看出，夏普率0.522，最大回撤22.17%，回測收益24.90%，同期基準收益為6.05%?；販y收益與基準收益相比有了明顯的提高，但是最大回撤率也很高。由于最大回撤是一個重要的風險指標，回撤率越高意味著風險越大，對于投資決策來說有效控制風險也是極為重要的。所以，在第二次交易中加入止損條件，希望可以降低最大回撤率，減少風險，并且能夠進一步提高收益。通過對加入止損策略后的回測圖像進行分析，改進后的夏普率為1.607，最大回撤12.23%，回測收益52.01%，同期基準收益為6.05%。結果表明改進后最大回撤降低了9.94%，并且夏普率和回測收益率都有很大的提高。

3結語

本文對跨行業(yè)配對交易進行研究，同時在這個基礎上進行了策略優(yōu)化。實證結果表明，跨行業(yè)進行配對交易也能達到可觀的收益，對于后續(xù)研究提供了一個很好的思路。同時，加入止損策略，整個交易風險大大降低，收益也有顯著提高，對于未來量化投資策略的改進有好的借鑒意義。

為進一步加強協(xié)管員隊伍建設，建立一支符合新時期要求的市容協(xié)管員隊伍。經(jīng)研究，決定從2013年1月11日起，利用18天時間，分兩期在所有協(xié)管員中組織開展整訓活動。具體實施方案如下：

一、指導思想

以黨的十八大精神為指導，進一步強化協(xié)管人員的思想、作風、能力建設，著力解決目前協(xié)管隊伍中存在的突出問題，為分局各項工作的開展發(fā)揮新的更大的作用。

二、組織領導

為使整訓活動有序、有效開展，成立協(xié)管員整訓領導小組。

三、參訓對象

摘要：本文在回顧了國內(nèi)外關于對外直接投資與對外貿(mào)易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。投資,貿(mào)易-[飛諾網(wǎng)]

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德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。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

摘要：本文在回顧了國內(nèi)外關于對外直接投資與對外貿(mào)易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德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。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

1．樣本選取與研究數(shù)據(jù)為保證數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑和完善，本文選取1994年分稅制改革后湖南統(tǒng)計年鑒1994~2010年各市州的財政收入和GDP數(shù)據(jù)。其中面板數(shù)據(jù)個體的編號代碼如表1所示。湖南省各市州1994~2010年財政收入與GDP情況見圖1、圖2。從圖中我們可以看出，1994~2010年湖南省各市州財政收入與GDP，各市州的財政收入隨GDP的逐年增長而增長，即湖南財政增收與經(jīng)濟增長表現(xiàn)出正向相關的增長趨勢，但是各市州的財政增收速度與GDP的增長速度并不一致，且可看出各市州的財政增收的幅度基本高于GDP的增長速度。2010年湖南各市州財政收入與產(chǎn)業(yè)結構情況見表2。并且由于各市州工業(yè)化進程不一，各市州的財政收入對經(jīng)濟增長的彈性即財政收入增長率與GDP增長率的比值隨著各市州產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的程度不同而不同，即財政增收隨經(jīng)濟增長的相對速度受各市州經(jīng)濟運行效率的影響。而財政增收隨經(jīng)濟增長的相對速度越高的市州，其財政收入占GDP的比重就越高。例如長沙市和郴州市的新型工業(yè)化進程較快，第二產(chǎn)業(yè)的比重上升較快，其GDP的增長能帶來更高速度的財政增收，財政收入占GDP的比重也相對較高；而益陽市的工業(yè)化進程相對稍慢，其第二產(chǎn)業(yè)比重上升較慢，其GDP的增長帶來的財政增收速度較低，財政收入占GDP的比重就相對較低。2.模型的建立一般取財政收入與GDP的自然對數(shù)做回歸分析來獲得財政收入對GDP的彈性，研究財政增收與經(jīng)濟增長的關系，本文設立如下模型：1nFIit=αiβi1nGDPit+εit(i=1,2,…,1,4;t=1,2…,17)（1）其中：1nFI為地方財政收入的自然對數(shù)，1nGDP為GDP的自然對數(shù)。3．面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗為防止包含時間序列數(shù)據(jù)的回歸模型給出的結果是虛假的，面板數(shù)據(jù)模型在回歸前應進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗中常用的檢驗方法為單位根檢驗。EViews提供了六種單位根檢驗，不同根情形下的Im-Pesaran-Skin檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗，以及相同根情形下的LLC檢驗、Hadri檢驗和Breitung檢驗。不同根情形下的單位根檢驗方法允許面板數(shù)據(jù)中的各截面數(shù)據(jù)中的各截面序列具有不同的單位根過程，同根情形下的單位根檢驗方法則假設面板數(shù)據(jù)中的各截面序列具有相同的單位根過程。本文采用了其中的兩種面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗方法，即不同根單位根檢驗Fisher-ADF檢驗和相同根單位根檢驗LLC檢驗，如果檢驗中都拒絕單位根假設，則該時間序列是平穩(wěn)的，而如果不能拒絕單位根假設，則該時間序列是非平穩(wěn)的。首先，分別對1nFIit面板數(shù)據(jù)Fisher-ADF和LLC檢驗level序列檢驗，檢驗結果Fisher-ADF=0.448對應的p值近似于1，LLC=6.55對應的p值也近似于1，所以接受單位根假設，1nFIit面板數(shù)據(jù)中的14個個體存在單位根，繼續(xù)對該序列進行1stdifference序列檢驗，檢驗結果Fisher-ADF=50.276對應的p值近似于0，LLC=-2.998對應的p值也近似于0，表明需拒絕單位根假設，面板數(shù)據(jù)中的14個個體的一階差分序列是平穩(wěn)的。然后，對1nGDPit面板數(shù)據(jù)Fisher-ADF和LLC檢驗level序列檢驗，得知1nGDPit面板數(shù)據(jù)的level序列檢驗結果亦是非平穩(wěn)的，而其1stdifference序列檢驗結果則是平穩(wěn)的。具體結果見表3。從表3可知，湖南財政收入和GDP的自然對數(shù)值的水平值經(jīng)過以上兩種方法檢驗后，均為非平穩(wěn)的，而兩者經(jīng)過一階差分后，其結果在5%的顯著水平下均表現(xiàn)為平穩(wěn)的，從而說明這兩個變量都是一階單整的。4．模型的協(xié)整檢驗基于以上單位根檢驗的檢驗結果表明湖南財政收入與GDP的自然對數(shù)值之間是同階單整的，二者存在協(xié)整關系的可能性，即二者可能存在一種雙向（長期）穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整檢驗的方法主要有下列三種，F(xiàn)isher檢驗、Kao檢驗、Pedroni檢驗。下面分別對湖南財政增收與經(jīng)濟增長協(xié)整關系進行三種方式的協(xié)整檢驗，結果如表4、表5、表6所示。雖然湖南財政增收與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系在Pedroni檢驗中，其PanelADF-Statistic檢驗相應的p值為0.1178，但是通過了其他三項檢驗，且湖南財政增收與經(jīng)濟增長協(xié)整關系通過了Fisher檢驗和Kao檢驗，我們有理由肯定湖南財政增收與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，其方程回歸殘差是平穩(wěn)的。因此，可以在此基礎上直接對原方程進行回歸。5．模型選擇由于現(xiàn)實中，湖南省各市的初始經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境并沒有太大的差異，但是各市州的經(jīng)濟運行方式差異性較大。因此，我們選擇系數(shù)隨橫截面?zhèn)€體的變化而改變的含有個體影響的變系數(shù)模型。估計結果見表7。從表7可以看出，在5%的顯著性水平下，湖南省1994~2010年財政收入與經(jīng)濟增長的自然對數(shù)的固定影響變系數(shù)回歸通過了各項統(tǒng)計檢驗。湖南省財政增收與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系，但由于各市州經(jīng)濟運行的方式不同，導致財政收入對GDP的彈性系數(shù)存在顯著的差異，其中長沙的財政收入對GDP的彈性系數(shù)最高為1.0102，其次為郴州的財政收入對GDP的彈性系數(shù)為1.0041，而湖南省財政收入對GDP的彈性系數(shù)最低的市州是益陽，只有0.9646。

本文通過面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗和協(xié)整分析與估計，發(fā)現(xiàn)湖南省財政增收與經(jīng)濟增長之間的數(shù)量關系，得出如下結論：湖南省財政增收與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系，可構建長期良性循環(huán)互動機制。依據(jù)財政收入對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)，可將全省劃分為三個層次，其中長沙和郴州為第一層次，從長期來看，其GDP增長1%，能帶來大于1%的財政收入增長。第一層次城市財政收入對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)大于1，是因為其經(jīng)濟發(fā)展方式轉型落實較好，其已經(jīng)進入新型工業(yè)化的中后期，二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化程度較高；株洲、湘西和張家界為第二層次，從長期來看，其GDP增長1%，能帶來近似于1%的財政收入增長。第二層次城市財政收入對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)近似于1，是因為這三個城市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，使得財政收入獲得了長期的可增長源泉；邵陽、懷化、婁底岳陽、湘潭和永州為第三層次，從長期來看，其GDP增長1%，只能帶來不到0.99%的財政收入增長。第三層次城市財政收入對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)不到0.99，是因為這些城市的經(jīng)濟轉型速度尚緩慢，產(chǎn)業(yè)結構仍需進一步優(yōu)化。四、政策建議綜上所述，財政收入與經(jīng)濟增長是密切相關的，財政增收與經(jīng)濟增長之間能夠形成相互依存的長期穩(wěn)定關系，產(chǎn)業(yè)結構合理的經(jīng)濟增長能帶來持續(xù)穩(wěn)定的超過GDP增長速度的財政增收，而將財政收入轉化為各種支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展和民生發(fā)展的財政投入，又能有效地助推經(jīng)濟增長。因此，建立實現(xiàn)財政收入和經(jīng)濟增長之間良性循環(huán)的長效機制是一項戰(zhàn)略任務。1．加速推進新型工業(yè)化自湖南省將新型工業(yè)化作為富民強省第一推動力以來，工業(yè)經(jīng)濟實現(xiàn)了科學跨越發(fā)展，呈現(xiàn)出速度加快、效益提升、結構優(yōu)化、后勁增強的良好發(fā)展態(tài)勢。而目前在全球經(jīng)濟處于下行時的攻堅期，湖南省各市州更須堅持新型工業(yè)化第一推動力戰(zhàn)略不動搖，加快轉變發(fā)展模式和產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整進程，大力培育發(fā)展先進裝備制造、生物、信息等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，加快改造提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，著力推進傳統(tǒng)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)向兩型化、高端化、品牌化、集群化發(fā)展，構建結構優(yōu)化、技術先進、清潔安全、附加值高、吸納就業(yè)能力強的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系。同時，加快發(fā)展現(xiàn)代服務業(yè)，提升生產(chǎn)性服務業(yè)，推進生活性服務業(yè)轉型升級，培育新興服務業(yè)，促進工業(yè)全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。從而，促進各市州社會經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展，而在經(jīng)濟平穩(wěn)健康增長的同時，在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的過程中推進可持續(xù)性增長的財源建設，實現(xiàn)財政增收與經(jīng)濟增長的長期良性互動關系。2．完善財稅體系完善地方財政職能以促進經(jīng)濟健康平穩(wěn)發(fā)展和社會穩(wěn)定，因此，需根據(jù)社會經(jīng)濟的發(fā)展趨勢和要求及時完善湖南的地方財政體系。首先要逐步減少由于財政政策、稅收征管、稅制變化和其他預算外收入對地方財政收入的不穩(wěn)定影響；其次要加快完成流轉稅改增值稅的稅制結構調(diào)整，增加財政稅收對經(jīng)濟增長的彈性；再次要優(yōu)化財政扶持政策，根據(jù)各市州的經(jīng)濟發(fā)展狀況和現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展方向，進一步優(yōu)化財政對工業(yè)企業(yè)的扶持政策，加大對當?shù)刂еa(chǎn)業(yè)和重大科技創(chuàng)新項目的支持力度，以及加大對自主創(chuàng)新企業(yè)孵化平臺和產(chǎn)學研項目等支持力度，充分發(fā)揮財政在落實產(chǎn)業(yè)政策中的促進作用，實現(xiàn)經(jīng)濟和財政良性互動，從而盡快使湖南財政增收與經(jīng)濟增長實現(xiàn)長期良性循環(huán)互動。

本文作者：朱艷春李玲工作單位：中南大學商學院

摘要：本文在回顧了國內(nèi)外關于對外直接投資與對外貿(mào)易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德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。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。

摘要：本文在回顧了國內(nèi)外關于對外直接投資與對外貿(mào)易關系的理論和文獻的基礎上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關系進行了實證研究。分析結果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關系，短期均衡關系顯著，對外直接投資對進出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進作用，兩者之間存在較強的互補關系。投資,貿(mào)易-[飛諾網(wǎng)]

關鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領先水平。可見，浙江的對外直接投資與進出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響，有必要進行相應的實證分析。在國內(nèi)，有關外商直接投資與中國對外貿(mào)易關系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進出口貿(mào)易的影響會進一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結論只有二個：一是以芒德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。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認為，由于受貿(mào)易保護主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。

從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結果表明，發(fā)達國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關系做了進一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關系。以上主要是對發(fā)達國家國際貿(mào)易與對外直接投資關系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進行的分析，研究結果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。