高技术产业出口与FDI关系的协整分析——基于台州市1993-2008年数据的实证研究-论文网

进行检验时，拒绝零假设H:δ=0，意味着残差项e是平稳序列，从而说明X与Y是协整的。做lnHTEX关于lnFDI的OLS回归，得到两者的回归方程：

R=0.914849=0.908767DW=0.935826F=150.4142

对该回归的残差项e进行ADF检验，在5%的水平下通过检验（如表4），表明残差序列e是平稳的。

表4ADF检验结果

（四）误差修正模型（ECM）

如果变量之间是协整的，则可以认为它们之间存在着长期的均衡关系。而在短期这些变量可能是非均衡的，随机项是均衡误差e。变量间这种短期非均衡关系可以由误差修正模型（ECM）来描述。

假设两变量X与Y的长期均衡关系如表示，由于在现实经济中X与Y很少处在均衡点上，所以我们实际观测到的只是X与Y间的短期的或非均衡的关系。假设具有如下（1，1）阶分布滞后形式：

此模型显示的是第t期的Y值，不仅与X的变化有关，而且与t-1期X与Y的状态值有关。

由于变量可能是非平稳的，因此不能直接运用OLS法。对上式适当变形得

或

式中，

其中ecm表示误差修正项。

其中表示误差修正项。

由前文协整分析可知，lnHTEX与lnFDI存在（1，1）阶协整关系。因此，将残差e作为误差修正项，可建立的误差修正模型为：

（五）格兰杰因果关系检验

当两变量在时间上有先导—滞后关系时，能否从统计上考察这种关系是单向的还是双向？即主要是一个变量过去的行为在影响另一个变量的当前行为，还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为？格兰杰（Granger）给出了一个简单的检验程序。格兰杰检验是通过受约束的F检验完成的。如针对X不是Y的格兰杰原因这一假设，分别做包含与不包含X滞后项的回归。如果计算的F值大于给定显著性水平α下F分布的相应的临界值F（m,n-k），则拒绝原假设，认为X是Y的格兰杰原因。通过前文的协整检验已经表明，高技术产业出口与FDI之间存在着长期均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系则还需要进一步检验，检验结果如表5。

表5格兰杰检验结果

五、结论与建议

在误差修正模型中，各变量的回归系数通过了显著性检，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。模型中的非均衡误差的系数为-0.360861，意味着上一年度的非均衡误差以36.0861%的比率对本年度的高技术产品出口总额增量作出反向修正。在模型中，被解释变量的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分。根据ECM模型显示，台州的外商直接投资总额与高技术产业出口之间存在密切的联系，两者成同方向变动，如果外商直接投资变化1%，引起高技术产业出口增加0.648616%，而上一年的非均衡误差以0.360861的比率对本年度的高技术产业出口作出修正。外商直接投资增强了台州产品出口竞争能力，改善了台州出口产品的结构，这符合宏观经济的一般规律。虽然从本文的研究中可以初步得出台州的FDI与高技术产业出口有互补性的关系，但结合台州目前FDI与高技术产业对外贸易的现状，为了更好地利外商直接投资和促进高技术产业对外贸易的发展，还应当注重以下方面的问题：

一是改善投资环境，促进对外经贸发展。通过健全投资和贸易的法律、法规以及相应的配套政策与措施，创造一个有利于竞争力提升、有利于高技术产业发展的国内经济环境。一个良好的外贸环境，可以帮助企业作好进出口安排，减少进出口企业的风险。充分利用外商直接投资与高技术产业对外贸易相互补充、相互促进的关系，通过创新利用外资的方式，优化利用外资的结构，提高利用外资的质量,充分发挥外资在推动自主创新、产业升级、区域协调发展方面的积极作用。

二是提高招商引资质量，促进产业结构升级。纵观台州外商直接投资的结构与产业布局，以及台州高技术产业出口的产业层次，会发现这些产业更多的是集中在技术含量和附加值较低的环节，未能进入设计开发、知识产权经营这些知识、技术密集环节，在国际分工体系中居于产业链低端。

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