| 实际上，韩国在承接国际产业转移之后，不止实现了经济增长，伴随着技术进步以及产业结构升级换代，总体经济都发展起来了，而其中历次国际产业转移都重点表现在出口导向部门，其技术水平逐步提高、核心竞争力不断提升，相应产品具有比较优势，在国际市场上有较强的竞争力，出口贸易大大发展起来（表3）。
表32001-2007年韩国对外贸易额单位：百万美元
|
年份
|
总额
|
同比％
|
出口
|
同比％
|
进口
|
同比％
|
差额
|
同比％
|
|
2001
|
291537
|
-12.4
|
150439
|
-12.7
|
141098
|
-12.1
|
9341
|
-20.7
|
|
2002
|
314597
|
7.9
|
162471
|
8.0
|
152126
|
7.8
|
10344
|
10.7
|
|
2003
|
372644
|
18.5
|
193817
|
19.3
|
178827
|
17.6
|
14991
|
44.9
|
|
2004
|
478307
|
28.4
|
253845
|
31.0
|
224463
|
25.5
|
29382
|
96.0
|
|
2005
|
545657
|
14.1
|
284419
|
12.0
|
261238
|
16.4
|
23180
|
-21.1
|
|
2006
|
634847
|
16.3
|
325465
|
14.4
|
309383
|
18.4
|
16082
|
-30.6
|
|
2007
|
727780
|
14.6
|
371327
|
14.1
|
356453
|
15.2
|
14874
|
-7.5
|
资料来源：韩国统计局。
依据凯恩斯宏观经济理论，韩国承接国际产业转移后对外贸易的迅速发展会通过对外贸易乘数促进其国民收入的加倍增长。而FDI的涌入促进了国内总投资增加，继而通过投资乘数将拉动经济增长，那么，国民经济的不断增强又有利于吸引更多的FDI，引发新一轮的国际产业转移，于是韩国经济将形成一个循环。国际产业转移引发韩国贸易增长，国际收支持续盈余，继而导致其外汇储备高增长（简要情况可以总结成为表4）。韩国外汇储备的快速增长主要来自于亚洲金融危机后国际收支的不断改善和金融改革带来的外资流入，以及外汇储备的投资有所增加等原因。
表4国际产业转移引发韩国外汇储备增长情况
|
国家
|
国际产业转移引发外汇储备增长
|
|
韩
国
|
上世纪80年代起韩国逐步放宽外商投资限制。1997年以后韩国加大引进外资力度。2007年韩国引进外商直接投资105.1亿。韩国高端制造业快速发展，资本和技术密集型产品出口增长。经常项目与资本项目“双顺差”，韩国外汇储备持续增加。韩国外汇储备的快速增长来源既有数量庞大的经常项目顺差，也有外国股权资本的持续流入。金融危机后，韩国的资本账户开放步伐加快。韩国目前的国际收支结构中，经常项目顺差和资本项目顺差并存。从国际收支统计来看，韩国的外汇储备中股权资本流入和短期投机资本流入数额也占据了韩国外汇储备来源的重要比例。
|
综上所述，通过承接国际产业转移，韩国从根本上改变了传统工业的生产函数，资本、劳动与技术进步均获得长足发展，尤其是出口导向的制造业部门资本、劳动与技术进步发展异常迅猛，产业结构逐渐升级，出口贸易兴旺发达，于是，韩国贸易顺差逐年增加（表5、图1），另外伴随着FDI持续涌入，国际收支开始持续盈余，从而外汇储备不断增长。所以，国际产业转移才是韩国外汇储备激增的根源，下文第三部分将进行实证检验。
表5韩国的经常账户盈余（2000-2006）
|
|
2000
|
2001
|
2002
|
2003
|
2004
|
2005
|
2006
|
|
经常账户盈余
（单位：10亿美元）
|
12.25
|
8.03
|
5.39
|
11.95
|
28.17
|
14.9
|
6.09
|
|
经常账户盈余
占GDP的比重（%）
|
2.40
|
1.70
|
1.00
|
2.00
|
4.10
|
1.90
|
0.70
|
资料来源：IMF，WEODATEBASE（OCTOBER，2007）
图1韩国外汇储备与国际收支单位：十亿美元
注：R为外汇储备；CCA为累计的经常帐户盈余；CEQIN为累计的股权资本流入；CDEBTIN为国际收支中累计的债务流入；所有变量从1998年开始累计。
资料来源：韩国央行，转引自Aizenman,etal.(2004)。
三、实证检验
自承接了发达国家转移的产业，使韩国制造业出口迅猛发展，从而导致经常项目顺差，引发其外汇储备迅速增长。实际上，近年来韩国货物出口不断增长的原因来自国际产业转移，下文将给出实证检验。
1、变量与数据
国际产业转移进入韩国的主要载体是跨国公司，主要渠道是外商直接投资，故本文用历年实际利用外商直接投资代表国际产业转移。本文所使用的样本取自亚洲金融危机后1998—2007年的年度数据（图5）。在研究中，用历年实际利用外商直接投资额（FDI）和货物出口金额（EX）作为分析变量。
图5韩国1998—2007年货物出口和历年实际利用外商直接投资单位：亿美元
资料来源：韩国中央银行与韩国金融管理局历年资料。
2、单位根检验
在传统回归分析中，时间序列的非平稳性可能会产生“伪回归问题”，因此在计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）单位根检验方法检验FDI、EX的平稳性，检验结果见表6。
表6韩国FDI、EX的单位根检验结果
|
检验变量
|
ADF
检验值
|
检验类型
（ ， ， ）
|
临界值
（1％显著水平）
|
临界值
（5％显著水平）
|
结论
|
|
FDI
|
4.600803
|
（0，0，1）
|
-2.9677
|
-1.9890
|
不平稳
|
|
△FDI
|
0.468377
|
（0，0，1）
|
-3.0507
|
-1.9962
|
不平稳
|
|
△△FDI
|
-2.435118
|
（0，0，1）
|
-2.0056
|
-1.6458
|
平稳
|
|
EX
|
1.975549
|
（0，0，1）
|
-2.9677
|
-1.9890
|
不平稳
|
|
△EX
|
-0.304138
|
（0，0，1）
|
-3.0507
|
-1.9962
|
不平稳
|
|
△△EX
|
-2.207278
|
（0，0，1）
|
-2.0056
|
-1.6458
|
平稳
|
由表6可以看出，时间序列FDI、EX经过二阶差分平稳，可见是二阶单整序列。
3、协整检验
时间序列FDI、EX是平稳的二阶单整序列，故可能存在某种平稳的线性组合。这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整（Cointegration）关系。本文使用Johansen（1995）多变量极大似然估计法对时间序列进行协整检验，标准化后相应的协整方程具体如下：
EX=416.796966+30.73542061*FDI
（3.896757）（18.15225）R＝0.976297
对残差e进行单位根检验，检验结果如下（表7），说明残差e是一个平稳序列，可见FDI与EX之间存在协整关系，即历年实际利用外商直接投资与货物出口之间存在长期均衡关系。
表7韩国FDI、EX残差e进行单位根检验结果
|
|
ADF值
|
显著性水平
|
|
1％
|
5％
|
10％
|
|
T统计量
|
-2.9677
|
-2.067929
|
-1.9890
|
-1.6382
|
4、Granger因果关系检验
协整检验结果证明历年实际利用外商直接投资与货物出口之间存在长期稳定的动态均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。Granger（1969）和Sims（1970）提出的因果关系检验为此提供了解决问题的办法。本文采用Granger因果检验法对FDI、EX之间是否存在因果关系进行检验。考虑到FDI对产出的影响存在时滞，我们对原序列进行了一阶差分，分别用△FDI、△EX表示，对△EX采取滞后两期处理。Granger-Sims因果检验结果如表8所示：
表8韩国FDI、EX的Granger-Sims因果关系检验结果
|
检验
变量
|
滞后期
|
零假设
|
F值
|
P值
|
结论
|
|
△FDI
△EX
|
2
|
△FDI不是△EX的Granger原因
|
2.5590
|
0.2246
|
△FDI是△EX的格兰杰原因，△EX不是△FDI的格兰杰原因
|
|
△EX不是△FDI的Granger原因
|
0.2411
|
2.3717
|
从表8可以看出，滞后期为2期时，△FDI是△EX的格兰杰原因，即外商直接投资规模的扩大推动了货物出口快速发展，亦即国际产业转移是韩国货物出口增加的原因，继而引发韩国贸易顺差与经常项目持续顺差。 3/4 首页 上一页 1 2 3 4 下一页 尾页 |
