浙江吸引FDI的贸易效应的实证分析[毕业论文+任务书+开题报告+文献综述].Doc

1、本科毕业设计论文届论文题目浙江吸引FDI的贸易效应的实证分析所在学院商学院专业班级经济学学生姓名学号指导教师职称完成日期年月日诚信声明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名签名日期年月日授权声明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段保存论文，学校必须严格按照授权对论文进行处理，不得超越授权对论文

2、进行任意处置。论文作者签名签名日期年月日I摘要改革开放30年来，浙江省不断改善投资环境，积极开展招商引资。正确认识并评价外商直接投资对浙江出口贸易的影响作用，对于促进浙江经济可持续发展具有十分重要的意义。外商直接投资的变动与浙江出口贸易的关系究竟是怎样是改善出口贸易，还是阻碍出口贸易，二者有怎样的因果关系为了回答这些问题，本文采用浙江1997年2010年的样本数据，首先就外商直接投资数额变动对浙江外贸出口的影响作了初步描述统计分析，然后运用现代的协整检验方法作进一步深入的定量分析，通过单位根检验、协整分析，得出外商直接投资的变动与浙江的出口总额有长期的稳定的均衡关系，接着运用格兰杰检验方法发现

3、外商直接投资的变动与浙江出口贸易之间有显著的单向因果关系。在前面分析的基础上，最后有针对性地提出关于如何更好地通过出口贸易促进浙江经济增长的若干政策建议。关键词FDI，出口贸易，协整分析，格兰杰因果检验ABSTRACTDURINGTHE30YEARSOFREFORMANDOPENINGUP，ZHEJIANGCONSTANTLYIMPROVETHEINVESTENVIRONMENT，ACTIVELYATTRACTINVESTMENTCORRECTLYUNDERSTANDANDEVALUATETHEEFFECTOFEXPORTTRADEOFFOREIGNDIRECTINVESTMENTOFZHEJ

4、IANGPROVINCE,WHICHHAVEASIGNIFICANCETOPROMOTETHESUSTAINABLEDEVELOPMENTOFZHEJIANGWHATSTHERELATIONSHIPBETWEENFOREIGNDIRECTINVESTMENTANDEXPORTTRADESOFZHEJIANGPROVINCEIMPROVETHEEXPORTTRADE，ORSTOPEXPORTTRADE，WHATSTHERELATIONSHIPBETWEENTHETWOTOANSWERTHESEQUESTIONS，THISARTICLEADOPTSSAMPLEDATAOFZHEJIANGFROM1

5、997TO2010，FIRSTLYMAKESAPRELIMINARYDESCRIBESTATISTICALANALYSISOFTHEINFLUENCEOFFOREIGNDIRECTINVESTMENTAMOUNTCHANGEONZHEJIANGEXPORT，ANDTHENUSESTHEMODERNCOINTEGRATIONTESTMETHODFORTHEQUANTITATIVEANALYSIS，AFTERTHATTAKESUNITROOTTEST，COINTEGRATIONANALYSIS，OBTAINSTHEFOREIGNDIRECTINVESTMENTCHANGEANDZHEJIANGEX

6、PORTSOFALONGTERMSTABLEEQUILIBRIUM，THENUSESTHEGRANGERINSPECTIONMETHODWHICHFINDSTHATTHEREISONEWAYSIGNIFICANTCAUSALRELATIONSHIPBETWEENDIRECTFOREIGNINVESTMENTCHANGEANDZHEJIANGEXPORTTRADEBASEDONTHEANALYSISOFWHATMENTIONEDBEFORE，FINALLYPERTINENTLYSOMEPOLICYSUGGESTIONSONHOWTOPLAYTOPROMOTEECONOMICGROWTHOFFOR

7、EIGNTRADEINZHEJIANGBETTERKEYWORDSFDI，EXPORTSTOTAL，COINTEGRATIONTEST，GRANGERCAUSALITYTEST目录摘要IABSTRACTII引言1一、浙江吸引FDI的贸易效应的描述性统计分析2（一）浙江利用FDI的基本情况2（二）浙江出口贸易发展的基本情况3（三）浙江吸引FDI与出口贸易变动的关系5二、浙江吸引FDI贸易效应的计量分析6（一）变量选取及数据处理6（二）单位根检验6（三）协整检验8（四）格兰杰因果关系检验9三、结论及政策建议11参考文献14致谢16附录172011届经济学专业毕业论文1引言浙江位于中国大陆海岸线中段

8、、全国经济发达的长江三角洲南翼。浙江作为我国经济大省之一，凭借优越的区域优势和人力资本优势，利用外资一直位居全国前列。特别是入世以后，我国的投资环境的改善，国内法律的完善以及各产业准入限制的减少，这些因素极大的提升了外商在浙投资的信心。其经济的最突出表现是FDI的大量涌入和对外贸易尤其是出口贸易的迅速增长，FDI与出口贸易成为浙江经济增长的两大重要引擎，共同推动着浙江经济的发展。从发展的速度来看，实际外商直接投资从1984年的252万美元增加至2007年的1036576亿美元，出口额也由1986年的109128亿美元上升到2007年的12827293亿美元，2008以来，由于全球金融危机的影响

9、，2008年以及2009年，浙江省FDI有所下降，分别为1007294亿美元和993974亿美元，同时，浙江省贸易出口额也下降至154267亿美元和13301032亿美元。这一组组的数据，让我们不由想到一个问题FDI和外贸出口之间有没有关联呢有的话，其关联度有多大呢1970年代初期，佩瓦斯DOUGLASDPWRRIS和史密兹ANDRAWSCHMITZ等提出，FDI可以提高东道国出口产品的效率，可以刺激本国的进口；另一方面FDI可以带动本国产品出口。FDI在很大程度上有贸易促进作用。1970年代末期，日本学者小岛清提出了FDI与国际贸易互补效应的小岛清模型，提出了FDI“生产函数改变后的比较优势

10、”的概念，强调了直接投资不单是资本的流动，而是包括资本、技术、经营管理技能的总体转移。一般理论分析表明，外商直接投资以下简称FDI对东道国的对外贸易总量存在两重效应即贸易的创造与补充效应和贸易的替代效应。蒙代尔MUNDELL模型和小岛清KIYLSHIKOUIMA模型对此有较典型的理论阐述。蒙代尔模型表明在完全满足要素价格均等化的条件下，贸易与投资具有完全替代关系，即资本的跨国流动将会完全替代国际贸易，从而减少东道国与投资母国之间的贸易总量。小岛清模型表明，由于FDI可以在投资母国与东道国之间创造出新的贸易机会1，从而使得两者之间的贸易在更大的规模上进行，扩大了国际贸易的规模总量。刘恩专（199

11、9）进行计量分析得出，三资企业在我国出口总量增长和出口商品结构改善中的作用十分明显，从我国外贸发展的实践看，外资企业已成为我国外贸增长和出口结构优化的中坚力量2。杨迤2000对19801997年FDI与中国出口的关系进行了相关分析，证明FDI对促进我国对外贸易尤其是工业制成品的出口有重要促进作用3。丁文丽（2001）用19801997年的数据也对FDI与我国出口总量及结果的相关关系进行了回归分析，结果表明FDI对我国出口总量增长起到了重要的拉动作用4。奚君羊2011届经济学专业毕业论文2和刘卫江（2001）的研究证明，FDI对我国对外贸易总量的扩张起到了很大的推动作用，从出口看，FDI在我国体

12、现出显著的贸易创造效益，FDI通过资本投入、技术投入、管理投入提升了我国产品的国际竞争力，迅速拓展了国际市场空间5。戴志敏、罗希晨（2007）利用最小二乘法和格兰杰因果检验法进行实证分析，认为FDI对出口贸易的影响宏观上属于互补效应6。总之，外商直接投资已经成为浙江省经济发展，特别是出口贸易发展不可或缺的一部分。正确认识和评价FDI对出口贸易的影响，对于提高出口贸易的规模与质量水平，促进浙江经济可持续发展是有十分重要的意义。FDI和出口贸易的关系究竟是怎样是改善出口贸易，还是阻碍出口贸易，或者没有明显的相互联系，二者有怎样的因果关系为了解释这些问题，本文将在前人研究基础上，采用合理的计量模型分

13、析FDI对出口贸易的影响，以便从定量角度较为精确地揭示FDI和出口贸易的程度，并在此基础上提出更具针对性的对策措施，以更好地促进浙江出口贸易，推动浙江经济的发展。一、浙江吸引FDI的贸易效应的描述性统计分析（一）浙江利用FDI的基本情况改革开放以来，第一家外商投资企业“中港合资西湖藤器企业有限公司”在浙江建立，标志着浙江利用FDI的开始，至今已走过近三十年的发展历程。截止2009年，浙江累计利用FDI项目数46204个，合同利用外商直接投资和实际利用外商直接投资分别达到18209206亿美元和11114441亿美元。20多年间，浙江省利用外资从无到有，外资企业和外商直接投资金额的不断增加，看到

14、浙江省在该领域的发展潜力，随着时间的推移，FDI在浙江得到了迅速的发展。从20世纪90年代起，来浙江投资的国家不断增加，美国、日本、韩国、英国等地的外商来浙江考察、洽谈、投资也明显增多，外商投资来源地逐步趋向多元化，但仍以港台地区为主体。2009年，香港在浙江投资企业已达8493家，合同金额超过100亿美元，实际利用外资57亿多美元；台湾在浙江投资企业已达2041家，合同金额超过4亿美元，实际利用外资1亿多美元。2009年，港台客商在浙江实际投资总额累计已超过59亿美元，占外商实际投资总额的59以上。同时，其他国家和地区对浙江的投资也在迅速增加。据统计，2009年，有1738个外商投资项目落户

15、浙江，现存外商投资企业投资来源分布在全球90个国家和地区，其中香港、中国台湾地区和美国列前三位，三地合计占总数的60左右。回顾浙江吸引外商直接投资的发展历程，大致可以分为以下六个阶段（1）2011届经济学专业毕业论文319801983年为初始阶段。改革开放初期，浙江无论是城市建设、基础设施还是人的思想观念，都比较落后，难以适应对外开放、大规模吸引外资的要求。（2）19841991年为起步阶段。由于处于起步阶段，外商对浙江直接投资有较大增长，但仍维持在较低的水平，引进FDI的成果并不明显。外商对浙江投资项目数总计为1363个，协议投资额为830亿美元，实际投资额为282亿美元。（3）199219

16、96年为迅速发展阶段。浙江通过前些阶段的长足准备，已经具备了良好的投资环境，再者，邓小平同志的南巡讲话掀起了新一轮的思想解放热潮，浙江抓住这一契机，利用FDI得到了迅速发展。5年间，外商对浙江直接投资累计项目数为12397项，协议外资金额为15927亿美元，实际外资金额为5249亿美元。（4）19972000年为滞缓阶段。由于受到亚洲金融危机的影响，外商在浙江的直接投资有所滞缓，尤其是1997年。1997外商对浙投资出现了较大幅度的下降，尤其是合同金额，从1996年的3129亿美元下降到1997年的1210亿美元，下降15855；1998年以后，外商对浙江的直接投资又出现了恢复性增长，直到20

17、01年协议投资额才开始超过1996年的水平。（5）20012007年，为高速发展阶段。加入世贸后，外商投资领域逐步放宽，20012007年间浙江合同利用外资的增长率由2001年的9988到2005年的1078再到2007年的68，20012007年间浙江实际利用外资的增长率由2001年的8226到2005年的1557再到2007年的1665。（6）20072008年，为二次滞缓阶段。金融危机使得浙江的外国直接投资再一次出现了滞缓，20072009年间浙江合同利用外资的增长率由2007年的68到2008年的1265再到2009年的101；20072009年间浙江实际利用外资的增长率由2007年的

18、1665到2008年的289再到2009年的13。2011年，浙江省各方面经济逐步复苏，2010年浙江省的外商直接投资达到1100175亿美元，同比增加107，出口达到18048亿美元。（二）浙江出口贸易发展的基本情况1、总量规模改革开放以来，浙江出口贸易总量不断增加。图1显示的是自1992年以来，浙江出口总额的变化情况，其数量从1992年的357127亿美元上升到2008年的154295亿美元，年均增长率达2480，2009年因全球金融危机，出口量有所下降。2010年，因全球经济的逐步复苏，浙江省出口额大幅增加，达到了180480亿美元，同比增长357。总的来说，浙江出口贸易发展态势良好。2

19、011届经济学专业毕业论文4出口额020000004000000600000080000001000000012000000140000001600000018000000200000001992199319941995199619971998199920002001200220032004200520062007200820092010出口额图119922010年浙江省贸易出口额（单位万美元）数据来源浙江统计年鉴（19922009）和浙江统计信息网2、国别结构目前浙江省产品的出口市场达到230个国家和地区。浙江省出口洲际分布总体趋势是趋于分散化。从七大洲的具体情况来看，亚洲是浙江省最主要的出

20、口市场，欧洲和北美洲次之。从区域组织来看，亚太经合组织、欧盟、北美自由贸易区、东盟四大贸易区得贸易额占到了90以上。从出口国别来看，美国、日本、韩国是浙江最主要的出口市场，2009年，出口到美国的贸易产品总值占到了出口贸易总额的74，韩国占到了1067，日本则占到了1445。3、贸易方式浙江省的出口贸易方式主要有加工贸易和一般贸易出口两种，一般贸易出口相对于加工贸易来说，它具有更强的产业带动能力和抗风险能力，所以近五年来，一般贸易在浙江省的出口中一直处于绝对主导地位，所占比重远远超过加工贸易。从表1看出，一般贸易每年的比重都占到76以上。随着外商直接投资的不断增加，出口贸易方式虽然有了改变，但

21、是变化不大。2007年以来，一般贸易占浙江贸易的比重逐年稳步增长，至2009年突破了80。表120052009年浙江出口贸易方式占比20052006200720082009一般贸易78437663774678988017加工贸易21112243212920001980数据来源根据浙江统计年鉴（20052009年）整理所得2011届经济学专业毕业论文5（三）浙江吸引FDI与出口贸易变动的关系改革开放初期，浙江利用外资的规模很小，进入20世纪九十年代，浙江成为外商投资的热点地区。截至2009年底，浙江已累计批准外商直接投资项目46204个，投资总额18209206万美元，实际外资11114441亿

22、美元。在外资流入不断增长的同时，浙江出口总量从1986年的1293亿美元上升到2008年的1，54267亿美元，2009年因为全球经济危机的原因有所下降，但浙江省年平均增长速度远远高于全国。由表2可以看出，19922009年期间实际外商直接投资金额呈现逐年递增的趋势，从1997年的150345万美元上升至2009年的993974万美元，这是外商直接投资上升幅度相当大的一个时期。这期间浙江出口总额从1997年的1011113万美元升至2009年的13301032万美元，实际外商直接投资金额与浙江出口总额的变动趋势基本吻合。表219972009年浙江省外商直接投资规模和出口贸易规模单位万美元年份实

23、际外商直接投资金额（FDI）浙江出口总额（EX）199715034510111131998131802108662319991532621287125200016126619442792001221162229774720023160022941102200354493641594992004668128581463820057722717680353200688893510089427200710365761282729320081007294154267002009993974133010322010110017518048000数据来源浙江统计年鉴（19972010年）和浙江统计信息网利

24、用表2数据为样本分析外商直接投资与贸易出口的相关性。根据表3所示的结果可以看出，浙江省外商直接投资与贸易出口的相关系数为09576，说明两者具有很强的相关性，即浙江FDI与贸易出口之间，具有高度的正向相关关系。2011届经济学专业毕业论文6表3FDI与贸易出口额的相关性分析结果EXFDIEX10000009576FDI09576100000二、浙江吸引FDI贸易效应的计量分析在外商直接投资的项目初期，因机器设备等资本货物和中间投入的需要，会明显增加东道国的进口，随着生产的正常进行，在利于东道国贸易替代逐渐明显的同时，通过产品的返销到母国，会不断扩大东道国制成品的出口，而后随着项目的成功经营，不

25、仅会扩大外商在当地的市场份额，而且会增加对其他国家的出口。最后，海外基地或国际生产网络的形成，会带动以维修和支持性服务为基本内容的新贸易增长17。根据小岛清互补理论，FDI有利于东道国比较优势的发挥，进而推动出口总量增长而各国具有不同的国情1，因此FDI的影响与作用也不尽相同。结合浙江出口与FDI发展，建立模型分析外商直接投资对浙江出口贸易的影响。（一）变量选取及数据处理本文运用19972010年浙江实际外商直接投资金额（FDI）样本数据，对浙江14年的出口贸易额（EX）进行研究。为了研究方便，并考虑到各时间序列数据经过对数处理后不会改变其性质和关系，可以降低变量的单整阶数，并在一定程度上可以

26、消除数据中存在的异方差，因此对以上数据取自然对数，并记为LFDI和LEX18。（二）单位根检验传统的计量经济模型一般假定都建立在平稳的经济过程基础上，美国学者NELSON与PLOSSER1982指出，多数的宏观经济时间序列都是不稳定的，STOCK1987的研究则表明因果性检验对序列的稳定性非常敏感。如果把非平稳的研究过程当成平稳过程，这对计量回归分析的有效性有很大影响，会导致分析、检验和预测的结果都是无效的。因此在具体应用协整理论进行分析时，首先要对贸易出口额和外商直接投资的时间序列进行平稳性检验。从图2可以看出，外商直接投资FDI和贸易出口额EX是带有趋势的、非平稳的，未经差分的序列是非平稳

27、序列。2011届经济学专业毕业论文70200000040000006000000800000010000000120000001400000016000000180000002000000019971998199920002001200220032004200520062007200820092010出口额FDI图2外商直接投资（FDI）和贸易出口额走势图（单位万美元）资料来源根据表2制作由于实际的经济序列通常不会是一个简单的一阶自相关过程，这里用ADF检验方法对序列进行单位根检验来判断其平稳性。ADF检验是通过下面3个部分完成的。1不包含常数项和线性时间趋势项PJIJIITUYJYY1112

28、包含常数项、不包含线性时间趋势项PJTJTTTUYJYY1123包含常数项和线性时间趋势PJTJTTTUYJYTY113其中TU是白噪声；表示变量的一阶差分；为常数项；F为时间趋势项。单位根检验的最佳滞后阶数依照AICAKAIKEINFOCRITERION和SCSCHWARZCRITERION最小准则确定。在进行检验时，同时估计出上述3个模型的适当形式在每个模型中选取适当的滞后差分项，以使模型的残差项是一个白噪声，主要是保证不存在自相关。一般选择能保证TU是白噪声的最小P值。然后通过ADF临界值检验零假设0H0。只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可以认为时间序列是平稳的。当3个模型的

29、检验结果都不能拒绝零假设时，则认为时间序列是非平稳的。如果其中任何一个检验模型中ADF值大于麦金农临界值，则可以认为该序列不能拒绝存在单位根的假设，即是非平稳序列。如果非平稳序列的D阶差分是平稳序列，则我们称为此序列D阶单整，记为ID。根据该方法，运用ADF检验法对变量LNFDI、LNEX、以及它们的差分序列进行平稳2011届经济学专业毕业论文8性检验，借助于EVIEWS50软件，检验结果如下表4LNEX和LNFDI序列的单位根检验变量差分次数ADF检验值检验类型（C、T、K）5临界值结论LNEX24111712（0、0、1）1982344平稳LNFDI22335215（0、0、2）19881

30、98平稳注1检验类型C，T，K分别表示ADF检验中的常数项、时间趋势项以及滞后阶数由表4可知，变量LNFDI和变量LNEX二阶差分平稳，两个变量的ADF值小于5显著性水平的临界值，拒绝有单位根的零假设，它们的时间序列是平稳的。单位根的结果显示了1997年至2010年的外商直接投资值（FDI）和浙江出口贸易值（EX）为二阶平稳序列，故可以对两个序列进行进一步的协整检验。（三）协整检验协整关系可理解为两变量间具有长期稳定关系。如果所考虑的时间序列具有相同的单整阶数，且某种线性组合（协整向量）使得组合时间序列的单整阶数降低，则称这些时间序列之间存在显著的协整关系，即对于时间序列YT（Y1T，YMT）

31、，YIT是同阶单整，并且存在一个向量，使得YT是平稳的，那么就称序列YT存在协整关系。协整是对非平稳经济变量之间的长期均衡关系的统计描述。如果对于时间序列YT（Y1T，YMT），YIT是同阶单整，并且存在一个向量，使得YT是平稳的，那么就称序列YT存在协整关系。协整是对非平稳经济变量之间的长期均衡关系的统计描述。协整分析，主要用于短期动态关系易受随即扰动的影响，而长期关系又受经济均衡关系约束的经济系统。协整检验的常用方法有EGENGLEGRANGER，1987两步法和JOHANSONJOHANSEN，1988检验法。约翰森检验法常用于基于向量自回归模型的多变量之间的协整分析15。两步检验法是由

32、恩格尔ENGLE和格兰杰GRANGE于1987年提出的16，通常用于检验两变量之间的协整关系对于两个都是随机游走的变量序列，如果它们的某个线性组合是平稳的，则称这两个序列为协整的；如果是非平稳的，则求出两变量单整的阶，且两个序列具有相同的单整阶数，是序列之间具有协整性的必要条件。如果两个序列单整的阶相同，则可以利用最小二乘法对协整回归方程TTTUYX的残差TU是否平稳的检验来判断TX和TY的协整性。如果TU是平稳序列，说明是协整的，反之不协整。下面采用两步检验法来检验LNEX和LNFDI之间是否存在协整关系，若所得到的回归模型中的残差序列具有平稳性，则LNEX和LNFDI存在协整关系。首先，对

33、两个变量2011届经济学专业毕业论文9用OLS法进行协整回归，得到对应的回归方程TLNEX02555281199803TLNFDI（0281057）（1717811）2R0960923R0957667DW0886406F2950875从协整的回归结果可知，T值和F值都比较大，解释变量LNFDI通过了显著性检验，表明LNFDI是影响LNEX的主要因素。2R0960923，R0957667，表明方程的拟合效果比较好，LNEX总变动中的9609是由LNFDI来解释的。但是从结果中可以看出DW值较小，说明残差序列没有消除自相关，需要通过构建动态分布滞后模型来估计LNEX、LNFDI二者间的长期均衡关系

34、。模型为TLNEXC1LNFDI21LNFDI32LNFDI4同样使用19972010年的数据，运用EVIEWS50软件得出回归模型TLNEX09224060376279LNFDI03970331LNFDI03527282LNFDI2R0978204DW1573655T12从检验结果可以看出，2R0978204，DW1573655，说明方程的拟合度较好，模型不存在一阶自相关,基本上通过检验。其次，对残差进行平稳性检验，结果如表5所示。表5表明残差E在10临界值水平下为平稳序列，即LNEX和LNFDI存在协整关系。表5残差的ADF检验结果变量检验形式（C、T、K）ADF值5临界值结论E（0,0,

35、1）41925631988198平稳对残差进行单位根检验，通过单位根的检验发现当残差的二阶差分，不带有截距项和时间趋势项，滞后阶数为1的模型时最为适合。从残差稳定性的检验结果可以看出，ADF值为4192563，小于显著性水平为5水平下的临界值，说明残差序列是平稳序列。也就是说19972010年浙江贸易出口额与FDI之间具有协整关系。（四）格兰杰因果关系检验要分析外商直接投资变动对浙江出口贸易的影响，首先应确定外商直接投资变动是否对浙江出口贸易这个变量产生影响，在统计学上确定一个变量的变化是否为另一个变量的原因，解决的方法是GRANGER因果关系检验法。格兰杰因果关系检验的定义是如果两个经济变量

36、X、Y在包含过去信息的条件下2011届经济学专业毕业论文10对Y的预测效果要好于有Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于变量Y的预测精度的改善，则称X对Y存在格兰杰因果性关系，在判断X影响Y时，必须有两个条件一个是能够根据X预测Y，即就是说，根据Y的过去值对Y进行回归时，如果加上X的过去值这个自变量能够显著增强回归的解释能力。二是不能根据Y预测X，因为如果能够根据Y预测X，又能根据X预测Y，则很可能X和Y都是由第三个或更多的其他变量决定的。根据这一定义，检验出口总额LNEX与外商直接投资LNFDI之间的因果关系QIQJTTJIITUJYIXY111（5）SISJTTJTITUJYIXX112（

37、6）其中C1是常数项，UT是白噪声，用最小二乘法进行参数估计，用F统计量来进行格兰杰因果关系分析，F检验的原假设分别为00210210SQHH若F统计量的计算值比F临界值大，则X不能导致Y的原假设不成立，也就是说X是Y的GRANGER原因。表6GRANGER检验结果检验滞后阶数观察值F值P值结果LNFDI不是LNEX的GRANGER原因113163867022941接受LNEX不是LNFDI的GRANGER原因024715062983接受LNFDI不是LNEX的GRANGER原因212380732007605拒绝LNEX不是LNFDI的GRANGER原因041103067798接受LNFDI不

38、是LNEX的GRANGER原因311265486018451接受LNEX不是LNFDI的GRANGER原因087654052411接受格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，其原因可能是被检验变量的平稳性的影响，或是样本容量长度的影响。不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果19。由表6可以看出，在滞后期为2的时候，对于LNFDI不是LNEX的GRANGER原因的假设相伴概率为007605，表明至少在10的显著性水平下，拒绝原假设，既可以2011届经济学专业毕业论文11认为FDI是EX的GRANGER原因。而对于EX不是FDI的GRANGER原因的假设相伴概率为067798，表明至少

39、在10的显著性水平下接受原假设，即可认为LNEX不是LNFDI的GRANGER原因。因此，该检验表明FDI与贸易出口是一种单向的因果关系，即FDI是贸易出口的格兰杰原因，但反向因果关系并不成立。FDI不是一般单纯的直接投资，它不仅仅是资金在国家或地区之间的流动，而是包括技术、资金、经营管理等全方面的要素流动。因此，大量流入的FDI为浙江带来了许多先进的技术和经营管理模式。在这种先进技术和管理模式的带领下，浙江的出口产品满足了外商对其产品的要求。近年来，FDI大量涌入浙江，出口额不断增加，其中浙江出口的增加主要来自于工业制成品的增加21。一般经验认为，外商直接投资流入量的增加并不会立即引起当年的

40、出口增长。因为FDI引入后，通过投资新建或者并购企业，引进设备和培训员工，到企业投产和产品出口都有一个时滞22，所以，FDI对出口存在一定的滞后性。外商投资企业在我国政策的引导下，大多以出口为导向，由此可以看出二十世纪九十年代以来，浙江出口总额的大幅度增长，在很大程度上得益于外商投资企业出口的快速增长，所以这种因果关系与浙江的实际情况是相符的。三、结论及政策建议通过以上分析可以得出以下结论第一，协整分析发现浙江的FDI与出口总量之间存在着长期均衡关系。从格兰杰因果检验中可以看出，FDI与贸易出口总量之间的关系是一种单向因果关系，这也揭示了FDI与浙江出口总量之间的长期均衡关系。第二，通过以上的

41、实证分析可以看出，FDI与我国的出口贸易存在着显著的相关性,即出口总量会随着FDI的增长而增长，FDI通过它的资本、技术和管理的投入，提升了我国贸易产品的国际竞争力，迅速拓展了国际市场空间，这与小岛清提出的贸易创造效应相吻合，这与国内学者对FDI与出口总量关系的研究结果也基本一致，即两者之间的关系符合“FDI贸易互补关系”。第三，FDI通过两种途径影响浙江出口总量。一种是外商投资企业利用浙江省的比较优势后引起出口大量增加，从而导致浙江出口总量的增加；另一种是由于浙江内资企业在外商投资企业竞争压力下不断提高生产率和产品质量从而引起出口大量增加，进而导致浙江出口总量的增加。第四，FDI对浙江出口总

42、量的增长起着明显的推动作用。一方面外商投资企业利2011届经济学专业毕业论文12用浙江低廉的劳动力成本、丰富的自然资源和优惠的引资政策大量生产商品，这些商品用来大量出口，FDI的这种外向型特征对浙江出口总量的影响很大；另一方面外资企业自身所拥有的雄厚的资本、先进的技术、高素质的劳动力，从而形成了强大的核心竞争力，在分销渠道、营销技巧、管理技术、市场开拓经验方面比内资企业更具比较优势，具有促进出口的作用23。计量分析显示浙江省FDI的流入与出口之间存有长期稳定的正相关关系，FDI促进了出口贸易的增加。但浙江在吸引和利用FDI的过程中还存在着不少的问题，包括浙江省引进的外资企业产品和产业同构现象比

43、较严重；缺乏自己的核心技术和自主创新能力，技术转化能力较差；缺乏高层次人才，没有良好的创业环境；民营企业经营水平有限，等等。为了更有效地利用FDI推动浙江贸易经济的健康发展，我们从政府和企业两个层面提出如下对策和建议。第一，积极引导外商投资。政府在保持一定的引资规模的同时，要积极引导外商的投资方向，从过去单纯的吸引资金向更加注重外资质量的转变，从过去注意引进加工工业向引进高新技术转变，从只注重工业方面利用外资向更多地发展服务贸易领域的合资转变20。制定科学合理的政策，灵活引导FDI投向，使其与本省经济发展方向相一致。要鼓励和引导外商对产业带动效应较强的行业进行投资，对于在浙江省的比较劣势行业可

44、给予一定的优惠政策。目前，浙江省正处于从工业化中后期向前推进的过程中，从今后浙江省利用外商投资的发展方向看，一般加工业的中小型项目将向中西部地区转移，东部地区主要依靠市场和劳动力素质的提高，投资环境较好等因素吸收一些国际大公司的项目。对于浙江中西部地区，要鼓励外商将劳动密集型和一般加工工业的外商投资向内地转移，充分发挥内地人力和自然资源的优势。引进FDI发展的模式选择应以竞争优势为导向，要坚持以提高FDI出口质量为基本出发点，促进出口结构优化，引导FDI企业出口从数量型向质量型转变，使之与浙江省产业结构调整和经济发展相适应。第二，积极研发高新技术，提高自主创新能力。到目前为止，浙江的创新技术虽

45、有了一定的发展，各类专利的申请和授权量均成倍增长，但真正科技含量高，对产业提升极其重要的发明专利比重偏少。浙江正在成长为世界级的制造基地，但科技含量不高，许多“浙江制造”都缺乏自主知识产权，在世界产业转移的过程里，很难获得外国的核心技术。从过去的情况看，浙江出口贸易在产品结构、出口市场结构和提高产品附加值方面都还可以有所改善和提高。甘当他国加工车间的后果是大部分利润都2011届经济学专业毕业论文13被跨国公司获取。在充分发挥现有比较优势的基础上，通过技术创新、制度创新、结构创新等途径实现出口产业国际竞争力的迅速提高，将新技术要素比例的提高。因此,无论是合资企业还是内资企业,必须注重创新能力的培

46、育,提高产品附加值,细分国内外市场,争创国际名牌。所以，在新一轮的国际资本和技术转移的新形势下，我们要抓住时间，抓住机遇，充分用新的国际分工机会，创造条件，不但要吸引外资，而且要充分掌握外资的技术力量，并逐渐培养对技术消化吸收的能力，在此基础上进一步培养自己的创新能力，创建具有自主知识产权的核心技术和自主品牌，为形成和发展可与发达国家相竞争的出口产业创造条件。第三，加大人力资源的开发力度。浙江省各企业应提高人力资本的水平，创造良好的用人环境和创业环境，加大高层次人才的引进力度。企业必须着力于技术人才的培和储备，建立和完善企业的研发系统，培养企业平等、合作、分享的学习、创新文化，提高企业的持续技

47、术创新能力。只有具有良好的人才优势，才能实施产品的多元化和差异化经营，提升产品的国际竞争能力，调整和优化产品的出口质量和出口结构。第四，加快民营企业与外资的合营和合资。改革开放30年来，浙江省的民营经济不断发展壮大，成为国民经济中一支不可或缺的力量，为增强浙江经济实力，提高人民群众生活水平做出了举足轻重的贡献。但大多数民营企业是从“草根”发展壮大的，由于经营管理水平跟不上企业发展需要，加之对国际市场缺乏了解，往往做到一定阶段后会遭遇发展瓶颈。而国外企业尤其是跨国公司信息灵、观念新、经营灵活，有经营多年的国际销售网络和渠道。民营企业可以通过合资向国外大型跨国公司学习先进的国际市场观念，并可以利用

48、外商企业的销售网络和渠道，将生产经营领域扩展到国际市场，进一步实现民营企业“走出去”。2011届经济学专业毕业论文14参考文献1小岛清对外贸易论M1天津南开大学出版社，19872刘恩专外商直接投资的出口贸易效应分析J当代经济科学，1999（2）20303杨迤外商直接投资对中国进出口影响的相关分析J世界经济，2000210154丁文丽外商直接投资与中国出口总量与结构的相关关系分析J经济经纬，2001245505奚君羊，刘卫江外商直接投资的贸易效应实证分析J上海财经大学学报，2001615296戴志敏，罗希晨我国外商投资与出口贸易关联度分析J浙江大学学报，2006（36）67737李文臣，刘超阳F

49、DI产业结构效应分析基于中国的实证研究（中国矿业大学管理学院,江苏徐州221116），2009513268邹志霞FDL对浙江省贸易结构影响的实证分析，科技经济市场J，2010（7）43459刘畅，吴国蔚我国环渤海地区外国直接投资与对外贸易效应的实证研究J国际贸易问题，200810373910王建军，吕拉昌广州利用外资的时空特征及其地区差异分析J洛阳师范学院学报，2006（2）13113411庄丽娟，陈翠兰FDI对广州服务业结构效应的实证分析J国际经贸探索，2008（3）242812尹征杰辽宁省FDI的经济增长效应实证分析N东北财经大学学报，2007217L813贡慧外商直接投资对中国经济的影响研究J现代商贸工业，200863414孙樱铭FDI与中国经济增长关系的实证研究J黑龙江对外经贸，20083283015STOCKJHASYMPTOTICPROPERTIESOFLEASTSQUARESESTIMATORSOFCOINTEGRATINGVECTORSJECONOMETRICA，1987（5）1035105616JOHANSENSSTATIS