導(dǎo)語：農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易的關(guān)聯(lián)一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

20世紀(jì)90年代以來,經(jīng)濟(jì)全球化的一個(gè)最明顯的特點(diǎn)便是FDI的快速增長。2001年,全球FDI流出額達(dá)到了7350億美元,占全球GDP總量的2.5%,商品和服務(wù)出口貿(mào)易的10%,固定資本形成額的11%,世界各國及各產(chǎn)業(yè)部門經(jīng)濟(jì)一體化程度正在不斷提高。伴隨著外商直接投資的蓬勃發(fā)展,有關(guān)FDI與國際貿(mào)易之間關(guān)系的研究也在不斷深入,但是迄今為止,二者之間的關(guān)系到底是互補(bǔ)還是替代?仍然是一個(gè)謎團(tuán)。中國作為全球經(jīng)濟(jì)增長最快的國家之一,近年來吸引了大量的FDI,并于2002年首次超過美國,成為全球最大的引資國。截止2004年底,全國累計(jì)批準(zhǔn)設(shè)立外商投資企業(yè)508941個(gè),合同外資金額10966.08億美元,實(shí)際利用外資金額5621.01億美元,從而為我們?cè)谶@方面作進(jìn)一步研究提供了大量的現(xiàn)實(shí)資料。農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)是國際貿(mào)易中最具爭議的領(lǐng)域,據(jù)統(tǒng)計(jì),1995-2000年,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易爭端數(shù)占總的貿(mào)易爭端數(shù)的比例分別為64%、25.6%、57.5%、22.7%、33.3%和41.2%,因此,研究農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)中貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系將是一件很有意義的事;同時(shí),農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策也是我國對(duì)外貿(mào)易政策的重要組成部分。因此,通過對(duì)農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)中貿(mào)易和投資關(guān)系的考察,將為探索二者之間的關(guān)系提供有力證據(jù),同時(shí)也為我國今后制定有利的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策和外資政策調(diào)整提供有益的參考。有關(guān)FDI與國際貿(mào)易關(guān)系的研究,目前學(xué)界主要沿著兩條路徑展開:一是沿著傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論,通過放松相應(yīng)的假設(shè)條件,從理論上解釋二者之間的關(guān)系;二是采用經(jīng)驗(yàn)實(shí)證的方法,對(duì)二者關(guān)系作進(jìn)一步的驗(yàn)證。

(一)貿(mào)易與投資關(guān)系的理論研究

羅伯特•蒙代爾(RobertA.Mundell)早在1957年提出的貿(mào)易與投資的替代模型。指出:當(dāng)存在國際貿(mào)易壁壘時(shí),如果廠商始終沿著特定的軌跡(即所謂的Rybczynski線)實(shí)施對(duì)外直接投資,那么這種對(duì)外直接投資就能夠在相對(duì)最佳的效率或最低的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)換成本的基礎(chǔ)上,實(shí)現(xiàn)對(duì)商品和貿(mào)易的完全替代。由于這種直接投資的目的是為了繞過關(guān)稅壁壘以克服貿(mào)易障礙對(duì)資本效率的抵消作用,因此一般被稱為關(guān)稅引致的投資。馬庫森和斯文森(MarkusonandSvensson,1985)利用要素比例模型闡述了要素流動(dòng)與商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系,指出他們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)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。他們認(rèn)為,國家間技術(shù)差異等因素會(huì)導(dǎo)致彼此之間要素生產(chǎn)率和要素價(jià)格上的差異,這種差異決定了商品和要素流動(dòng)的方向。當(dāng)由于任何一種因素導(dǎo)致商品貿(mào)易,而生產(chǎn)商品所需要的貿(mào)易和非貿(mào)易要素又表現(xiàn)為合作狀態(tài)時(shí),商品的貿(mào)易必然帶動(dòng)非貿(mào)易要素的流動(dòng),從而使貿(mào)易和要素流動(dòng)表現(xiàn)為互補(bǔ)性。貿(mào)易和投資之間的關(guān)系并不僅僅取決于要素價(jià)格差異等純經(jīng)濟(jì)因素及現(xiàn)實(shí)的貿(mào)易障礙,在貿(mào)易保護(hù)威脅的條件下,不同利益集團(tuán)之間的博弈也會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易和投資之間的替代及互補(bǔ)關(guān)系。對(duì)此,伯格瓦提和迪諾普沃思(BhagwatiandDinopoulos,1992)從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)角度進(jìn)行了分析,提出了補(bǔ)償投資(quidproquoFDI)模型。補(bǔ)償投資不同于關(guān)稅引致的投資,補(bǔ)償投資的目的在于減少東道國采取保護(hù)措施的可能性,因此是一種化解關(guān)稅的投資,在這種情況下,替代和互補(bǔ)關(guān)系都可能存在。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家帕特瑞(Patire,1994)從跨國公司對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)差異進(jìn)行了研究,將外商直接投資的動(dòng)機(jī)分為市場導(dǎo)向型、生產(chǎn)導(dǎo)向型和貿(mào)易促進(jìn)型三類。在這三種類型的直接投資中,只有市場導(dǎo)向型直接投資容易成為貿(mào)易的替代,其它兩種則會(huì)增加投資國和東道國之間的貿(mào)易量。因此,由于跨國公司對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)不同,貿(mào)易和投資的關(guān)系也就不同,二者既可以是替代關(guān)系,也可以是互補(bǔ)關(guān)系。

(二)貿(mào)易和投資的實(shí)證研究

結(jié)合國際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的現(xiàn)實(shí),早期對(duì)貿(mào)易和投資關(guān)系的研究大都以關(guān)稅這種貿(mào)易壁壘作為重要影響因素為基礎(chǔ)的。實(shí)證研究結(jié)果表明,在當(dāng)時(shí)國際貿(mào)易和FDI更多地表現(xiàn)為替代關(guān)系。威更斯(Wilkins)1974年的研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)大蕭條時(shí)期,許多國家大幅度提高了關(guān)稅,迫使美國的跨國公司在國外擴(kuò)大了分支機(jī)構(gòu)。斯威頓伯格(Swe-denborg)對(duì)瑞典出口和直接投資的實(shí)證研究結(jié)果也顯示,行業(yè)的保護(hù)關(guān)稅越高,跨國公司在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的份額越大。赫斯特(Horst)通過對(duì)美國跨國公司在加拿大市場上不同行業(yè)的出口份額、當(dāng)?shù)乜鐕镜纳a(chǎn)份額及不同行業(yè)的關(guān)稅水平進(jìn)行比較研究,同樣發(fā)現(xiàn)了投資和貿(mào)易之間的替代關(guān)系,并且替代程度和該國行業(yè)的關(guān)稅水平呈正相關(guān)關(guān)系。這些研究一定程度上驗(yàn)證了貿(mào)易和投資之間替代關(guān)系的存在。

日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清(K.Kojima)研究了美國和日本的對(duì)外直接投資情況后,發(fā)現(xiàn)美國對(duì)外直接投資主要分布在具有比較優(yōu)勢的制造業(yè)部門,因此替代了本國的出口貿(mào)易。而日本則是從本國處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)部門對(duì)外進(jìn)行直接投資,不僅沒有取代國內(nèi)商品的出口,反而由于新市場的開辟,帶動(dòng)了與此相關(guān)聯(lián)的其他商品的出口,實(shí)現(xiàn)了投資和貿(mào)易的相互促進(jìn),互相補(bǔ)充。李普賽(Lipsey)和威斯(Weiss)的研究發(fā)現(xiàn),無論在發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家的市場上,美國的出口與美國海外子公司的銷售額都是高度互補(bǔ)的。Pfaf-fermayr(1996)運(yùn)用奧地利7個(gè)制造業(yè)部門的混合數(shù)據(jù)(pooleddata),研究后發(fā)現(xiàn)FDI和國內(nèi)出口之間存在互補(bǔ)關(guān)系。斯文森(1996)采用1974-1990年間瑞典企業(yè)最終制成品出口和FDI數(shù)據(jù),研究表明二者之間存在替代關(guān)系,但FDI與中間投入品出口之間則存在互補(bǔ)關(guān)系。以上研究大都集中在最終的消費(fèi)需求上,比如汽車,或其他工業(yè)產(chǎn)品,而對(duì)農(nóng)產(chǎn)品和食品等初級(jí)產(chǎn)品的研究則很少,而且研究結(jié)論也很不一致。實(shí)際上,FDI也發(fā)生在為了獲取原料和出口半成品上。在此情況下,跨國公司不僅關(guān)心東道國消費(fèi)市場的大小,還要考慮是否能把原料和半成品出口到母國,作為另外一些生產(chǎn)過程的中間投入品。人們普遍認(rèn)為,FDI在農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)的動(dòng)機(jī)各種各樣,包括資源獲取,市場占有,尋求效率等。而且農(nóng)業(yè)部門的貿(mào)易保護(hù)障礙要高于其他產(chǎn)業(yè)部門,所以農(nóng)業(yè)中FDI是關(guān)稅跨越性的(tariff-hop-pingFDI),也有的人認(rèn)為,農(nóng)業(yè)中的FDI是資源獲取性的,否則無法獲取相應(yīng)的資源。Gopinath等人(1997)假設(shè)廠商以利潤最大化為目標(biāo),構(gòu)建了一個(gè)包含四個(gè)方程的聯(lián)立方程模型,以跨國企業(yè)分支機(jī)構(gòu)的銷售量、出口、就業(yè)和FDI為內(nèi)生變量,采用了1982-1994年間美國與十個(gè)發(fā)達(dá)國家食品行業(yè)FDI和貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)(paneldata),估計(jì)結(jié)果表明,美國食品行業(yè)的國外銷售量與出口之間存在替代關(guān)系。此外,他們還認(rèn)為美國食品行業(yè)利用FDI作為手段逃避了其他國家的貿(mào)易保護(hù)主義政策。該研究的不同之處在于使用國外分支結(jié)構(gòu)的銷售額代替FDI的數(shù)值,因而可能高估相關(guān)變量的解釋力。Marchant等人(1999)運(yùn)用1982-1997年美國13類農(nóng)產(chǎn)品和食品的面板數(shù)據(jù),以FDI和出口為內(nèi)生變量建立聯(lián)立方程模型。估計(jì)結(jié)果表明,美國農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)對(duì)中國的直接投資帶動(dòng)了美國農(nóng)產(chǎn)品和食品的出口,二者具有明顯的互補(bǔ)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上,他們提出美國應(yīng)該同時(shí)加強(qiáng)對(duì)中國農(nóng)產(chǎn)品和食品領(lǐng)域的直接投資和出口。隨后的2002年,Marchant等人又以成本最小理論構(gòu)建了一個(gè)對(duì)外直接投資模型,運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)估計(jì)了美國1989-1998年食品行業(yè)FDI與出口之間的關(guān)系,再次表明二者之間存在互補(bǔ)關(guān)系。FurtanandHolzman(2004)最近采用面板數(shù)據(jù),在假設(shè)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易由直接投資內(nèi)生決定的情況下,研究了美國對(duì)加拿大農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)1987至2001年的直接投資后發(fā)現(xiàn),美國對(duì)加拿大農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)的直接投資促進(jìn)了加拿大該部門的出口、進(jìn)口和總貿(mào)易量,二者表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系。

Connor和Pagoulatos(1983)的研究表明,投資對(duì)出口貿(mào)易的作用有賴于跨國企業(yè)的進(jìn)入模式,兼并一個(gè)現(xiàn)有企業(yè)和水平型直接投資對(duì)出口有替代作用,因?yàn)樗麄冊(cè)谀竾旧硪呀?jīng)具有競爭優(yōu)勢。反之,綠地投資、新建企業(yè)和垂直一體化的FDI與出口之間具有互補(bǔ)關(guān)系。Malanoski等人(1998)的研究表明,美國FDI和出口在發(fā)達(dá)國家之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系(比如OECD國家之間),而發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間是正相關(guān)關(guān)系,尤其是在亞太地區(qū),FDI與出口之間是正相關(guān)的。當(dāng)他們以發(fā)達(dá)國家作為東道國時(shí),發(fā)現(xiàn)美國FDI與出口之間存在替代關(guān)系。Munirathinam等人(1998)的研究發(fā)現(xiàn),美加自由貿(mào)易協(xié)議刺激了美國對(duì)加拿大食品行業(yè)的出口和直接投資,二者之間表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系。Overend等人(1997)在食品行業(yè)的研究中還發(fā)現(xiàn),貿(mào)易和投資之間可能同時(shí)存在替代、互補(bǔ)和獨(dú)立三種關(guān)系。正如Gopinath所認(rèn)為的那樣,在分析直接投資與貿(mào)易的關(guān)系時(shí),發(fā)達(dá)國家更關(guān)心外商直接投資與本國出口貿(mào)易的關(guān)系,因?yàn)樗鼈兪侵苯油顿Y的主要流出方,擔(dān)心對(duì)外直接投資會(huì)減少本國的出口和就業(yè)。發(fā)展中國家作為直接投資的接受方,則更關(guān)心直接投資對(duì)本國GDP增長的影響,而對(duì)貿(mào)易和投資關(guān)系的研究則不夠。其中,國內(nèi)部分學(xué)者的研究表明,FDI促進(jìn)了我國整體的出口貿(mào)易(江小涓,2002;劉恩專,1999;沈坤榮,1998)。具體到農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè),僅有的文獻(xiàn)來自曾寅初和陳忠毅(2004)對(duì)海峽兩岸農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和直接投資的研究,他們的分析結(jié)論是,臺(tái)商到大陸直接投資對(duì)兩岸之間的總體貿(mào)易都具有極強(qiáng)的帶動(dòng)作用,但不影響大陸對(duì)臺(tái)灣農(nóng)產(chǎn)品的出口,并有可能減少對(duì)臺(tái)灣農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口。盡管就理論而言可以推導(dǎo)出貿(mào)易與直接投資之間具有某種明確關(guān)系的模型,然而實(shí)證研究結(jié)果對(duì)這一思路提出了挑戰(zhàn)。從實(shí)證分析結(jié)果來看,由于不同的考察對(duì)象,直接投資與貿(mào)易之間的關(guān)系也不同。即便是同一國家,也存在產(chǎn)業(yè)、行業(yè)甚至更微觀層面的區(qū)別。同時(shí),二者之間的關(guān)系也可能是動(dòng)態(tài)的。因此,本文的研究不在于說明FDI與農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易必然存在某種關(guān)系,而在于說明目前環(huán)境條件下,FDI與我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易之間存在著某種關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)和變量與研究方法

(一)數(shù)據(jù)和變量

通過參考聯(lián)合國糧農(nóng)組織(FAO)貿(mào)易年鑒、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易年鑒》、《中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒》及國家商務(wù)部數(shù)據(jù)庫,考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的一致性和可獲得性。我們使用了1985-2003年中國初級(jí)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù),其中扣除了礦物燃料、潤滑油及有關(guān)原料一項(xiàng),具體包括食品及主要供食用的活動(dòng)物、飲料及煙類、非食用原料及動(dòng)植物油脂四項(xiàng),也就是按照我國海關(guān)商品分類法中前四類,共計(jì)24章的主要商品,或者說按1位數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)國際分類法(SITC)代碼SITC0、SITC1、SITC2和SITC4的商品。需要說明的是,WTO和FAO的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)中不包括水產(chǎn)品。FDI數(shù)據(jù)使用了1985-2003年我國農(nóng)林牧漁各業(yè)外商直接投資的協(xié)議金額(原因是我國1996年以后才公布外商實(shí)際投資金額)。文中的變量包括農(nóng)產(chǎn)品和食品出口(EX)、進(jìn)口(IM)、總貿(mào)易(TEI)和FDI。為了研究方便,考慮到通過對(duì)數(shù)化以后并不改變變量的主要特征,所以對(duì)變量EX、IM、TEI和FDI都取自然對(duì)數(shù),而得到新的變量序列,分別記為LnEX、LnIM、LnTEI和LnFDI。

(二)研究方法

1.單位根檢驗(yàn)

由于本文采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù),如果時(shí)間序列(或變量)是非平穩(wěn)的,即含有單位根,那么傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法將失效。因此,需要對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),也即單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的方法主要有DF(Dickey-Fuller)檢驗(yàn)法、ADF(AugmentedDickey-FullerTest)檢驗(yàn)法和PP(Phillips-Perron)檢驗(yàn)法,本文使用ADF檢驗(yàn)法。ADF檢驗(yàn)法首先需要根據(jù)序列yt性質(zhì)的不同選擇用于檢驗(yàn)的方程,其中!為差分算子,C為常數(shù)項(xiàng),t為時(shí)間趨勢項(xiàng),εt殘差項(xiàng)(隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng))。為了對(duì)常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)及存在的單位根作檢驗(yàn),可根據(jù)參數(shù)α、β、γ是否為零的假設(shè)作出檢驗(yàn)。方程中加入p個(gè)滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)εt成為白噪聲序列即殘差εt滿足零均值、恒定方差和非自相關(guān)等經(jīng)典假定。本文中的最優(yōu)滯后長度p根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定,選擇AIC和SC為最小的滯后階數(shù)。在單位根檢驗(yàn)過程中,如果變量是非平穩(wěn)的,還需檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)性。一般地,如果非平穩(wěn)時(shí)間序列yt經(jīng)過d次差分后達(dá)到平穩(wěn),則稱其為d階單整序列,記作I(d)。其中,d表示單整階數(shù),是序列包含的單位根個(gè)數(shù)。所有變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的前提條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

一般地,在分析變量之間的相互關(guān)系時(shí),常常使用回歸分析法,但是回歸分析要求變量都是平穩(wěn)的(至少趨勢平穩(wěn)),當(dāng)變量是隨機(jī)游走,即非平穩(wěn)過程時(shí),這種回歸分析的結(jié)果一般不能作為推斷的依據(jù),有可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象,導(dǎo)致荒謬的結(jié)論,因?yàn)閭鹘y(tǒng)的顯著性檢驗(yàn)所描述的變量之間的關(guān)系可能根本就不存在。這就意味著在回歸之前要對(duì)變量進(jìn)行差分。然而,差分又可能導(dǎo)致兩個(gè)變量之間長期關(guān)系的信息損失。而一系列的研究結(jié)果表明,許多宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)序數(shù)據(jù)都為I(1)的過程,因此,就不能用傳統(tǒng)的回歸分析方法來說明變量之間是否存在均衡關(guān)系。協(xié)整(Co-integration)分析方法是近年來出現(xiàn)的處理非平穩(wěn)時(shí)間序列的有力工具,也是研究長期均衡關(guān)系的一種有效方法。這一方法的思路是,如果兩個(gè)(或兩個(gè)以上)的變量是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合卻可能是平穩(wěn)的,在這種情況下,我們稱各變量之間存在某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上,這種協(xié)整關(guān)系的存在表明可以通過一個(gè)變量值的變化影響另一個(gè)變量值的變化。檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,可以使用Engle-Granger兩步檢驗(yàn)法(也稱EG法),多變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)則使用Johansen的極大似然法來檢驗(yàn)。本文采用兩步法,即為了檢驗(yàn)兩變量yt和xt是否協(xié)整,如果序列yt和xt都是d階單整,就用OLS法對(duì)如下方程(也稱作協(xié)整回歸方程)進(jìn)行估計(jì):yt=%+&xt+$t(4)然后檢驗(yàn)回歸方程的殘差εt是否平穩(wěn),如果yt和xt不是協(xié)整的,則它們的任一線性組合都是非平穩(wěn)的,因此殘差εt將是非平穩(wěn)的。因此,我們檢驗(yàn)殘差εt是非平穩(wěn)的假設(shè),也就是檢驗(yàn)yt和xt不可協(xié)整的假設(shè)。殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)我們?nèi)匀徊捎们懊娴腁DF單位根檢驗(yàn)法。

3.誤差修正項(xiàng)估計(jì)

誤差修正估計(jì)是協(xié)整分析的一個(gè)延伸。協(xié)整反映的是各變量之間的長期均衡關(guān)系,但是在短期內(nèi)可能會(huì)出現(xiàn)偏離長期均衡的現(xiàn)象。因此我們也把(4)式中的殘差項(xiàng)看作是“均衡誤差”,并利用這個(gè)誤差項(xiàng)把變量之間的短期波動(dòng)和長期均衡聯(lián)系起來。為此,薩根(Sargan)率先使用了誤差糾正原理,對(duì)失衡部分作出糾正,此后Engle和Granger作了進(jìn)一步地推廣。由于因變量的短期波動(dòng)不僅受到殘差項(xiàng)的影響,而且還受到自變量短期波動(dòng)的影響。因此我們考慮如下模型:!yt=%0+’εt-1+n1i=0!%1i!xt-i+#in2i=0!%2i!yt-i+(t(5)其中εt-1是誤差修正項(xiàng),也即協(xié)整模型(4)中回歸殘差的一期滯后值,是對(duì)被解釋變量yt偏離均衡值幅度的測度。λ反映了相應(yīng)的糾正速度,也稱糾正速度系數(shù),如果λ在統(tǒng)計(jì)上是顯著的,就表明yt在一個(gè)時(shí)期里的失衡有多大部分可以在下一時(shí)期得到糾正。λ越大,糾正速度越快。n1、n2是使殘差μt為白噪聲的最優(yōu)滯后階數(shù)。.因果關(guān)系檢驗(yàn)為了考察兩個(gè)變量yt和xt之間是否存在因果關(guān)系,我們采用了Granger和Sims的因果關(guān)系檢驗(yàn)法。首先檢驗(yàn)“xt不是引起yt變化的原因”的原假設(shè),也就是對(duì)下列兩個(gè)回歸模型進(jìn)行估計(jì):i=1然后用回歸的殘差平方和計(jì)算F①統(tǒng)計(jì)量,以檢驗(yàn)系數(shù)"1、"2……"m是否同時(shí)顯著不為零。如果是,我們就可以拒絕“xt不是引起yt變化的原因”的原假設(shè)。同時(shí),我們通過交換方程(6)(7)中xt和yt的位置,采用相同的回歸估計(jì),檢驗(yàn)“yt不是引起xt變化的原因”的原假設(shè)。如果要得到xt是引起yt變化的原因的結(jié)論,我們必須拒絕“xt不是引起yt變化的原因”的原假設(shè),同時(shí)接受“yt不是引起xt變化的原因”的原假設(shè)。

三、我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易與外商直接投資關(guān)系的描述性分析

近20年來,我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易與FDI之間的變動(dòng)關(guān)系如圖1所示:從上圖可以直觀地看出,自20世紀(jì)80年代中期以來,我國農(nóng)產(chǎn)品和食品進(jìn)口、出口與外商直接投資總體上呈現(xiàn)不斷增長的趨勢。從農(nóng)產(chǎn)品和食品的進(jìn)出口貿(mào)易來看,1994年以前,出口平穩(wěn)增長,進(jìn)口略有波動(dòng),而且出口超過了進(jìn)口,我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易為順差。尤其是進(jìn)入90年代以來,貿(mào)易順差不斷擴(kuò)大,其中1993年貿(mào)易順差最大,為41.57億美元;同期,我國農(nóng)業(yè)利用外商直接投資增長也比較快,由1990年的1.22億美元增加到了1994年的9.72億美元,其中1993年達(dá)到了11.91億美元。因此外商直接投資可能對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易出口產(chǎn)生了較大促進(jìn)作用。之后,我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易一直處于逆差,尤其是90年代末期以來,農(nóng)產(chǎn)品和食品進(jìn)口和出口貿(mào)易不斷增長的同時(shí),貿(mào)易逆差也在不斷擴(kuò)大,2003年達(dá)到了198.7億美元;同期,我國農(nóng)業(yè)利用外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間都保持了不斷增長的勢頭,并且外商直接投資與進(jìn)口之間幾乎同步增長。這是否說明外商直接投資同時(shí)影響了我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口、出口和總貿(mào)易量的增長?它們之間是否存在一種長期的穩(wěn)定增長的關(guān)系?二者之間是否存在相互的因果關(guān)系?另外,從上圖還可以看出,1989年、1992年、1994年、1998年和2002年,外商直接投資的變動(dòng)與進(jìn)出口貿(mào)易變動(dòng)出現(xiàn)了相互背離的現(xiàn)象,這種短期背離現(xiàn)象恢復(fù)至長期均衡的速度如何呢?四、計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(—)計(jì)量檢驗(yàn)

首先運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示(見表1),所有變量的水平序列在5%的顯著性水平上都不是平穩(wěn)的,都有一個(gè)單位根,而一階差分后都達(dá)到了平穩(wěn),為一階單整變量,即都是I(1)序列。由于各變量的一階差分是平穩(wěn)的,滿足協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件,因而進(jìn)一步對(duì)各變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。分別以LnEX、LnIM、LnTEI為被解釋變量,LnFDI為解釋變量進(jìn)行回歸,然后對(duì)各自回歸的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果顯示(見表2),LnEX與LnFDI、LnIM與LnFDI和LnTEI與LnFDI的回歸殘差項(xiàng)均在5%的顯著性水平是平穩(wěn)的。可以看出,LnEX、LnIM、LnTEI與LnFDI之間都存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,即我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易與外商直接投資投資之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果見表3。協(xié)整方程分別為:LnEX=0.4250+0.2646LnFDI;LnIM=4.0860+0.4564LnFDI;LnTEI=4.9543+0.3636LnFDI。方程顯示,外商直接投資系數(shù)都為正,且都在95%的置信度水平上顯著,說明我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易與外商直接投資之間的確存在互補(bǔ)關(guān)系。同時(shí),LnFDI前面的系數(shù)大小也說明,外商直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn),出口將增加0.2646個(gè)百分點(diǎn),進(jìn)口將增加0.4564個(gè)百分點(diǎn),總貿(mào)易量將增加0.3636個(gè)百分點(diǎn)。作為協(xié)整關(guān)系研究的延伸,我們建立了誤差修正模型。估計(jì)結(jié)果顯示(見表4),每個(gè)模型的擬合度不高,僅為0.2左右,這可能是因?yàn)槿鄙僮兞克?但各解釋變量的參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)均符合經(jīng)濟(jì)意義,不影響變量之間的大致關(guān)系。模型中FDI參數(shù)估計(jì)效果均不顯著,說明FDI的短期波動(dòng)對(duì)貿(mào)易的影響不明顯。相反,誤差修正項(xiàng)則相對(duì)比較顯著,說明在短期內(nèi),進(jìn)口、出口可能偏離它們與FDI的長期均衡水平。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)分別為-0.2975、-0.3466和-0.2909,表明校正上一年非均衡的程度分別為29.75%、34.66%和29.09%,說明短期非均衡向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度都比較快。目前為止,我們尚不清楚貿(mào)易和FDI之間是否存在因果關(guān)系?？紤]到建模對(duì)變量平穩(wěn)性的要求,本文考察了貿(mào)易與FDI增長效應(yīng)之間的因果關(guān)系,即ΔLnEX、ΔLnIM、ΔLnTEI分別與ΔLnFDI之間的Granger因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果顯示(見表5),FDI與我國農(nóng)產(chǎn)品和食品出口貿(mào)易之間不存在Granger因果關(guān)系,但進(jìn)口和總貿(mào)易量(總貿(mào)易量在10%的顯著性水平下)與FDI之間存在單向的Granger因果關(guān)系,即進(jìn)口和總貿(mào)易量的增長引起了FDI的增長。

(二)結(jié)果分析

1.出口方面。由于農(nóng)產(chǎn)品和食品等主要依托自然資源、勞動(dòng)力要素的投入,體現(xiàn)為自然資源和勞動(dòng)力方面的優(yōu)勢。按照國際分工原理,勞動(dòng)力密集型農(nóng)產(chǎn)品恰好是我國參與國際分工的比較優(yōu)勢所在,而這種要素稟賦很難在短時(shí)期內(nèi)發(fā)生顯著的變化。此外,由于農(nóng)業(yè)自身或其它方面的原因,與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)相比,外商在我國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域中的投資也不會(huì)發(fā)生巨大變化。因此,存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系也是合理的。但是,上述檢驗(yàn)結(jié)果也顯示,可能會(huì)出現(xiàn)短期波動(dòng)偏離長期穩(wěn)定均衡的現(xiàn)象。而且,FDI前面的系數(shù)為正,因此短期內(nèi)可以通過吸引FDI來增加我國農(nóng)產(chǎn)品和食品的出口。跨國企業(yè)擁有先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)和遍布全球的營銷網(wǎng)絡(luò),將有助于我國農(nóng)產(chǎn)品和食品的出口。來自國家商務(wù)部的數(shù)據(jù)也顯示,近年來外商投資企業(yè)出口占到了我國農(nóng)產(chǎn)品和食品出口的30%左右。然而,二者之間并沒有Granger因果關(guān)系,說明FDI對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的作用尚不明顯,可能的原因是FDI主要流入了我國傳統(tǒng)的出口商品部門,對(duì)國內(nèi)原先本身就具有比較優(yōu)勢的農(nóng)產(chǎn)品和食品出口產(chǎn)生了擠出效應(yīng),部分地替代了國內(nèi)出口;也可能是我國農(nóng)業(yè)利用FDI過于偏小的原因。

2.進(jìn)口方面。正如前面綜述中所提到的,農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易是國際貿(mào)易中最具爭議的領(lǐng)域,而且這種狀況將長期存在。因此,從長期來看,進(jìn)口和FDI之間呈現(xiàn)出長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系也不足怪。同時(shí),二者表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系,說明FDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生了積極影響。中國的進(jìn)口對(duì)投資國來說就是出口,由此在一定程度上也從東道國的角度支持了Marchant等人(1999)對(duì)美中農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)直接投資促進(jìn)了美國對(duì)華農(nóng)產(chǎn)品和食品出口貿(mào)易的研究結(jié)果,但與曾寅初和陳忠毅(2004)有關(guān)FDI可能減少大陸從臺(tái)灣進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的猜測相反。進(jìn)口與FDI之間存在Granger單向因果關(guān)系,即進(jìn)口引起了投資的增加,可能的原因是跨國企業(yè)不僅僅滿足于農(nóng)產(chǎn)品和食品的出口,而且還希望利用中國廉價(jià)的勞動(dòng)力及其技術(shù)優(yōu)勢,在中國建立加工基地,對(duì)本國出口的初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行深加工,以實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品的增值;或者利用其品牌、專利等無形資產(chǎn)優(yōu)勢進(jìn)一步擴(kuò)大在中國的市場份額。但是,FDI不是進(jìn)口增加的原因?？赡艿脑蚴俏覈P(guān)稅等進(jìn)口管理政策仍在起主要作用;也可能是外商采取了補(bǔ)償性投資政策的結(jié)果。另外,FDI對(duì)進(jìn)口的短期波動(dòng)影響也不明顯,說明FDI之外的其它因素在起作用。

3.總貿(mào)易量方面。受進(jìn)出口貿(mào)易的影響,總貿(mào)易量與FDI之間呈現(xiàn)出與進(jìn)出口大體相似的關(guān)系,兩者之間存在長期穩(wěn)定的正向關(guān)系。同時(shí),總貿(mào)易量的增長引起了FDI的增長,表明隨著我國參與世界農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易的廣度和深度的擴(kuò)大,我國農(nóng)業(yè)和食品行業(yè)正吸引著越來越多的FDI。由于同時(shí)增加了出口、進(jìn)口和總貿(mào)易量,而且進(jìn)口明顯超過了出口,因此,從投資動(dòng)機(jī)來看,可能是以市場導(dǎo)向型和生產(chǎn)導(dǎo)向型為主。五、結(jié)論及啟示通過對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易與FDI之間關(guān)系的實(shí)證分析,我們得出如下結(jié)論及啟示:FDI與我國農(nóng)產(chǎn)品和食品的進(jìn)口、出口和總貿(mào)易量之間存在正向的、長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,也即我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易與FDI之間存在互補(bǔ)關(guān)系,從而支持了有關(guān)貿(mào)易和投資之間存在互補(bǔ)關(guān)系的觀點(diǎn)。但是,短期內(nèi)可能發(fā)生貿(mào)易和投資之間偏離長期均衡關(guān)系的現(xiàn)象,不過這種短期偏離恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)的速度比較快。FDI與我國農(nóng)產(chǎn)品出口具有正向關(guān)系,因此,FDI對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品和食品的出口有促進(jìn)作用。雖然其對(duì)進(jìn)口的影響更大,超過了出口,但是考慮到FDI的資本形成效應(yīng)、技術(shù)引進(jìn)和外溢效應(yīng)等積極影響,國家應(yīng)該加快農(nóng)業(yè)利用FDI的步伐。遺憾的是,目前為止我國農(nóng)業(yè)利用外資項(xiàng)目數(shù)和協(xié)議金額嚴(yán)重偏小,占總體利用外資的比例不過2—3%左右,這也可能是FDI對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易影響不明顯的一個(gè)原因所在。因此,今后有必要加大我國農(nóng)業(yè)利用FDI的力度。此外,隨著進(jìn)口和FDI的增加,國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)在短期內(nèi)將面臨雙重的競爭壓力。因此,國內(nèi)生產(chǎn)者應(yīng)該注重提升自己的國際競爭力。我們的結(jié)論對(duì)投資國來說也具有積極意義,因?yàn)橥鈬ㄟ^鼓勵(lì)對(duì)華直接投資,不僅可以把國內(nèi)市場日趨飽和的農(nóng)產(chǎn)品和食品行業(yè)轉(zhuǎn)移到中國以獲取比較利益,還可以在長期中擴(kuò)大對(duì)華的出口,改善貿(mào)易收支。這無疑對(duì)中國還是投資國來說都是一種雙贏的結(jié)果。本研究的不足之處在于是宏觀層面的產(chǎn)業(yè)研究,缺乏國別、企業(yè)層面的微觀基礎(chǔ),因而有待進(jìn)一步地驗(yàn)證和完善。