對外進出口貿易范文

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第1篇

關鍵詞：對外直接投資；進出口貿易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗

基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。

作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學跨國公司研究中心、南開大學國際經濟貿易系教授，博士生導師，經濟學博士，主要從事國際經濟學研究；宋 平(1987-)，女，山東濟寧人，南開大學國際經濟貿易系碩士研究生，主要從事國際貿易理論與政策研究。

中圖分類號：F720 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07

一、問題的提出與文獻綜述

國際直接投資與國際貿易的關系一直是理論界關注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進出口貿易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進外資的步伐，規模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰略的引導下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發展，2010年我國對外直接投資首次達到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發展擴大的對外直接投資對進出口貿易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關系、如何更好地利用對外直接投資促進對外貿易發展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經貿政策的制定具有現實借鑒意義。

Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿易間的關系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產業擴張理論提出了國際直接投資與貿易的互補關系。目前多數學者認為，從理論上分析國際直接投資與國際貿易的關系不存在確定的結論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結果。

與理論研究相類似，有關對外直接投資與對外貿易關系的實證研究也沒有統一的結論。國外有關對外直接投資與進出口貿易關系的實證文獻大多以發達國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結論看，主要有3類：一類支持替代關系，一類支持互補關系，還有一類認為結果不確定，但以驗證互補效應的居多。在國內的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產業理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發達國家的直接投資對進口有一定的促進作用，但作用不大，與出口的關系則不顯著；中國對非發達國家的直接投資對進口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認為我國進口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關系，對外直接投資不是進出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關系，雖然后者認為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進出口貿易具有創造效應，但二者對短期的效應持不同觀點。

綜上所述，有關我國對外直接投資貿易效應的研究還相對較少，并且結論并不一致。筆者就對外直接投資對進出口貿易的影響機制進行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內學者大多使用時間序列或截面數據，利用傳統的引力模型以及協整和誤差修正模型進行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區）直接投資和進出口貿易的面板數據，應用動態VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進出口貿易的關系。

二、對外直接投資對進出口貿易的影響機制

（一）對外直接投資對出口的影響

圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產建設時，一般需要從母公司購買資本設備、原材料等；另一方面，在國外子公司經營過程中，可能在較長時期內從母國進口零部件和中間產品，從而對出口形成持續性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業這一效應更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務為目的的市場導向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區）設立貿易服務機構，構筑國際市場營銷網絡可以促使出口增加；資源導向型對外直接投資帶動了開采所需設備和相關產品的出口，并且隨著母國進口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術導向型對外直接投資可以獲得反向技術溢出效應，提高母國產品的技術含量和出口競爭力。

圖1 對外直接投資的出口促進效應

對外直接投資對出口既有促進作用，也有替代作用。首先，無論是為規避貿易壁壘或將國內生產能力過剩、市場相對飽和的產業轉移到國外而進行的市場導向型對外直接投資，還是為降低生產與運輸成本進行效率導向型對外直接投資，生產基地轉移到國外后，在東道國生產的產品將直接在當地銷售或轉銷到其他國家，從而替代母國同類產品的出口。其次，東道國企業利用技術擴散與模仿大量生產該產品，替代進口甚至進行出口，進一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構在東道國的當地采購也會替代母國中間產品的出口。

圖2 對外直接投資的出口替代效應

（二）對外直接投資對進口的影響

與出口的情況相類似，對外直接投資對進口貿易規模的影響也有兩方面：在進口促進作用方面，資源導向型對外直接投資以開發國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產品的進口；效率導向型對外直接投資將生產轉移到生產成本更低的國家后，有可能將東道國生產的產品返銷回母國以滿足國內需求；技術導向型對外直接投資在國外開發和生產出技術與知識密集型產品后，可能通過公司內貿易等形式銷售給母國。在進口替代作用方面，如果企業認為通過直接投資在國外購買原材料進行生產比進口生產所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進口；如果企業通過技術導向型投資代替通過高技術產品進口來獲取技術，就有可能減少母國部分高技術產品的進口。

圖3 對外直接投資的進口促進與替代效應

（三）中國對外直接投資貿易效應的直觀分析

基于上述對外直接投資對進出口貿易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿易效應加以直觀分析。

中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿服務，勞務工程承包也是當時的主營項目。20世紀90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進行對外投資，投資目的比較單純，經營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進的發展，復雜的經營方式開始出現。目前，中國對外直接投資“市場導向型”、“資源導向型”、“效率導向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經濟所有行業類別，其中存量在100億美元以上的行業包括商務服務業、金融業、采礦業、批發零售業、交通運輸業和制造業，這6個行業占據我國對外直接投資存量總額的88.3%。④

由于在我國的對外直接投資中為商品貿易提供便利的服務類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務服務業以及批發和零售業的投資超過50%，可以預計，我國對外直接投資對貿易特別是出口貿易應有較強的促進作用。此外，采礦業在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進口產生雙向的拉動作用。但是，我們也應注意到，我國對外直接投資的動機與產業分布呈現多元化趨勢，制造業及其他行業多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進口，產生正向和反向的貿易效應。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿易規模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進口貿易規模的影響進行實證檢驗。

三、中國對外直接投資對進出口貿易影響的實證分析

（一）實證方法與模型設定

筆者應用Hurlin等（2001）提出的固定系數面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進出口貿易的影響，這一方法是基于面板數據的向量自回歸（VAR）過程實現的。

為檢驗對外直接投資與出口的關系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩性的影響，模型中的變量均采用對數形式。

其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數γ(k)和回歸系數β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。

方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態面板，需要對其進行差分估計。由于方程存在內生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數的顯著性，然后根據GMM估計結果，對上述模型進行面板格蘭杰因果關系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關系。

其中，imp為我國的進口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進口的影響，方程（4）考察進口對對外直接投資的影響，進口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。

（二）樣本數據及來源

筆者根據世界各國的經濟地理特點，按照《中國統計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區的105個樣本國家（地區）進行研究。

筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區）的對外直接投資和進出口貿易數據進行實證分析。我國對各個國家（地區）的進出口數據取自1994年~2010年《中國統計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外經濟統計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數據來自相關年份《中國對外直接投資統計公報》。

（三）面板數據的單位根檢驗

為了增強檢驗結果的穩健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結果見表1。

對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資

表1 面板單位根檢驗結果

檢驗方法lnofdi統計量P值 結論lnexp統計量P值 結論lnimp統計量P值結論LLC -18.36120.0000平穩-4.169340.0000平穩-9.639560.0000平穩IPS-13.7620.0000平穩-14.17930.0000平穩-7.212420.0000平穩Fisher-ADF515.5720.0000平穩456.4800.0000平穩385.103 0.0000平穩Fisher-PP596.9120.0000平穩521.7710.0000平穩441.8890.0000平穩

和出口、進口變量都是穩定的，因此，無需對變量之間的關系進行協整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進口的關系進行格蘭杰因果檢驗。

（四）面板格蘭杰因果檢驗結果

1．對外直接投資與出口的關系

筆者根據AIC值最小的標準確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。

筆者分別對方程（1）、（2）進行動態面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結果如表2所示。

由表2中對方程（1）的估計結果可見，lnofdi一階滯后項的系數為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進效應。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。

筆者對對外直接投資和出口的關系進行格蘭杰因果關系檢驗，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關系；備擇假設H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關系。表2中對方程（1）的估計結果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設，接受備擇假設，即lnofdi滯后變量的回歸系數不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。

由表2中對方程（2）的回歸結果可見，lnexp一階滯后項的系數為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數為0.041，P值為0.034，在5%的統計水平下都是顯著的，所以原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關系。

2.對外直接投資與進口的關系

分別對方程（3）、（4）進行GMM估計。根據AIC值最小的標準，利用Eviews6.1軟件進行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進行估計，結果如表3所示。

由表3中對方程（3）的估計結果看出，lnofdiit-1的系數為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進口具有促進效應。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設，即對外直接投資是進口變化的格蘭杰原因。

由表3中對方程（4）的估計結果看出，lnimp一階滯后項的系數為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關系中的備擇假設，進口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。

綜上，我國的對外直接投資對進口具有帶動作用，即進口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關系。

（五）實證結果分析

由上文對外直接投資與出口關系的實證分析結果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進作用。總體看來，我國對外直接投資對出口貿易的促進作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。

由對外直接投資與進口關系的實證分析結果可以看出，我國對外直接投資和進口之間存在雙向格蘭杰因果關系，尤其是對外直接投資對進口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導向型投資促進了資源性產品的進口，而將其他類型的對外直接投資考慮進來，投資與進口貿易總體上也呈現互補關系。

四、結論與政策建議

我國對外直接投資與出口及進口之間均存在雙向格蘭杰因果關系，對外直接投資是貿易創造型的,對出口和進口均有促進作用，這一結果與我國當前對外直接投資以市場開拓和資源引進等為主要目的的現實密切相關。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規模還相對較小，對貿易（特別是出口）產生的創造效應還較為有限。因此，如何促進對外直接投資的健康發展，并發揮其與貿易的良性互動關系，是我國需要解決的重要問題。

我國應當繼續積極發展對外直接投資，有效利用國際、國內2個市場、2種資源，充分發揮對外直接投資對貿易的促進作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產可以帶動設備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內經濟發展所需的資源，獲取一些高新技術與先進的管理經驗等，帶動國內產業結構優化和技術水平提升，不斷提高本國企業和產品的國際競爭力。

在擴大對外直接投資規模的同時，我國還應調整對外直接投資結構，改善投資質量。以制造業的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業，生產附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產品附加值較高和后向關聯度強的行業，如機械制造業，由于其技術是與原材料、零部件等高度結合的，因此這類行業的對外直接投資具有明顯的出口創造效應。另外，可以增加技術導向型的對外直接投資，利用獲取的先進技術制造深加工產品并出口，以提高產品的附加值，擴大出口的效益。

① 對外直接投資的貿易效應包括對貿易規模和貿易結構的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿易之間的替代或互補關系。

② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。

③ 根據Vernon的產品生命周期理論，創新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿易，而后又創造了母國從東道國的進口貿易。

④ 商務部，國家統計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。

⑤ 同④。

⑥ Hurlin和Venet在傳統Granger因果檢驗思想的基礎上，于2001年率先提出了固定系數面板數據的Granger檢驗方法，并在2004年進一步提出固定系數異質面板數據的Granger檢驗方法。

⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結果。

參考文獻：

蔡銳，劉泉．2004.中國的國際直接投資與貿易是互補的嗎?―基于小島清“邊際產業理論”的實證分析［J］．世界經濟研究（8）：64-70．

王英，劉思峰．2007.中國對外直接投資的出口效應：一個實證分析［J］．世界經濟與政治論壇（1）：36-41．

項本武．2009.中國對外直接投資的貿易效應研究――基于面板數據的協整分析［J］．財貿經濟（4）：77-82．

張如慶．2005.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析［J］．世界經濟研究（3）：23-27．

HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.

KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model ［C］//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.

MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.

(編校：薛 平)

An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade

HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2

(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;

2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)

第2篇

關鍵詞:對外直接投資;進出口貿易;協整;誤差修正模型

中圖分類號:F71 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03

阿瑟?劉易斯在其《經濟增長理論》中提出,促使經濟增長的三個近因為經濟活動、增進知識和增加資本。經濟增長是社會物質財富不斷增加的過程,通常表現為國內生產總值即GDP的增加。在開放經濟條件下,一國的經濟增長除了取決于國內消費和投資的拉動外,國際貿易和國際投資已成為國際經濟活動的基本形式,拉動經濟增長。

一、相關研究和文獻回顧

將國際直接投資與國際貿易及經濟增長聯系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿易理論經歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿易置于同一框架下研究后,才有了出現的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿易理論的同一基石即國際分工基礎上,提出邊際產業理論,認為對外直接投資與對外貿易以互補形式存在,從而促進經濟增長。

實證研究方面,真正將進出口貿易與經濟發展、對外投資聯系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎上,考察了韓國和中國臺灣的貿易與直接投資的發展軌跡,認為一個國家或地區的進口行為增加將導致外資流入增加,外資流入增加會導致出口增加,而出口增加又會最終導致向外投資增加。

以上成果說明了一國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長之間確實存在一定關系,并探索對外直接投資、進出口貿易與經濟增長三者的關系提供了有益的借鑒。但現有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿易效應或是對外直接投資的經濟效應上,對對外直接投資、進出口貿易及經濟增長三者之間關系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿易、經濟增長之間是否存在著長期穩定的均衡關系?它們之間的因果關系如何?

二、實證分析

前面已對對外直接投資、進出口貿易與經濟增長的相關理論進行了簡要闡述,現在此基礎上,運用協整理論、Granger因果關系檢驗等計量經濟學方法對我國的對外直接投資與進出口貿易及經濟增長三者間關系進行實證分析,以期對相關理論進行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進行解答。

(一)計量模型與數據說明

根據前文的假設及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產總值(GDP),進出口貿易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據理論,對外直接投資、進出口貿易對經濟有促進作用,但是一國的經濟還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關系,現引入以下函數:

GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u

其中,Q是除對外直接投資及進出口貿易以外的所有其他因素,如社會中的就業狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:

GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u

為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數,得到方程:

InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u

為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關系,將三者按樣本數據首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數據均取自《中國統計年鑒》,其中GDP數值以當年匯率折算換成美元。

從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關關系,計算各變量之間的相關系數,結果見表1。

從圖1中可看出:時間序列數據有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關系數較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關關系,是非平穩的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩變量之間存在協整關系,而存在協整關系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進行變量的平穩性檢驗。

(二)變量的單位根檢驗

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數據取自然對數后不會改變時序的性質及關系,且所得到的數據容易得到平穩序列,對這些時序數據進行對數處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進行單位根檢驗,檢驗結果見表2。

通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩的。而經過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進行簡單回歸而不做平穩性檢驗所得出的回歸結果是難以令人信服的。

(三)協整檢驗

要建立經濟變量的關系模型,還要檢驗它們之間的協整關系。協整(Co-integration)方法是研究非平穩時間序列之間是否存在長期均衡關系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的ADF檢驗進行分析,其結果見表3。

可得模型1為:

LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)

殘差項的穩定性檢驗:

由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協整關系,這表明我國的進出口貿易與GDP經濟增長之間存在長期的穩定均衡關系。

同理,可得表5。

可得模型2為:

LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP

由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系。

可得模型3:

LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI

由表8知其殘差的ADF檢驗統計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協整關系。且由模型3中系數0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關關系,這表明我國對外直接投資與進出口貿易之間存在一個長期穩定的均衡關系,且兩者之間不存在明顯的替代關系,長期來看,兩者是相互促進的。這一點與前文小島清的貿易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿易互補互促,產生的貿易創造效應促進了GDP經濟增長。

(四)格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

協整分析的結果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩定的均衡關系,但是這種關系是否構成因果關系,三者之間又是怎樣的一個關系模式還需要進一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產總值之間的關系,下面進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。通過格蘭杰因果關系檢驗,可得如下結果(見表9)。考慮到經濟中常出現的時滯效應,本文不是只用一種滯后階數來得到是否存在因果關系結論的。

我國的對外直接投資、進出口貿易與經濟增長很有可能存在這樣一種模式:進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

三、結論與討論

總之,通過上述數據的實證檢驗,可以發現對外直接投資與進出口貿易以互補互促關系存在,從而推動經濟增長,這與我國實際較為吻合。對外貿易與對外直接投資對推動我國經濟增長、增強綜合國力的作用是巨大的。

第一,從協整分析的結果可以看出,國民經濟的增長和進出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協整關系,表明三者之間存在著長期穩定的動態均衡關系,進出口貿易發展促進經濟增長,經濟增長又促進對外直接投資。對外直接投資與進出口貿易在長期中相互促進和補充,從而進一步促進國民經濟的增長。

第二,中國的對外直接投資與貿易基本上符合互補關系。對外直接投資QI對進出口貿易總額長期內是促進作用,但對貿易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規模有關,凈對外直接投資仍為負值。其次,進出口貿易的增長速度加快、貿易規模的迅速擴大使得對外直接投資對貿易的影響弱化。這個結果很好地說明,有關我國日益增長的對外直接投資會帶來貿易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。

第三,對外直接投資與對外貿易基本上是互補的,也就是說還是會對經濟增長起促進作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿易需要朝著相互促進和相互補充的一體化趨勢發展,以促進世界經濟增長。

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第3篇

    一、美國貿易投資一體化的總量特征分析

    本文以美國1976—2010年的數據作為樣本區間,以美國國際收支平衡表中美國擁有所有權的國際直接投資衡量其對外直接投資,以美國人口普查局(U.S.CensusBureau)統計的美國貨物進口額和出口額來衡量其對外貿易(如無特別說明下文提及進出口貿易均指貨物貿易不含服務貿易)。為了消除非平穩時間序列的異方差性,在開始分析前,對上述數據均進行自然對數變換。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分別表示美國對外直接投資、出口額、進口額的對數。以下對美國1976—2010年的出口額、進口額和對外直接投資額的時間序列數據進行經濟計量分析,以此檢驗美國直接投資和國際貿易之間的關系。

    (一)時間序列數據的平穩性檢驗

    在對經濟變量的時間序列進行回歸分析前,首先要進行單位根檢驗,以判別序列的平穩性,避免非平穩時間序列之間經常發生的偽回歸現象。只有通過了平穩性檢驗的時間序列數據,才能進行回歸分析。在此對序列平穩性采用ADF檢驗,根據檢驗結果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3個變量原序列的ADF檢驗值都大于1%的顯著性水平下對應的臨界值,而且概率p值也較大,因此不能拒絕存在單位根的原假設,說明在1%的顯著性水平下各變量對數都沒有通過平穩性檢驗,即它們都是非平穩序列;而這些對數變量的一階差分(分別用dLn(FDI)、dLn(EXG)、dLn(IMG)表示)在1%的顯著水平下都通過了平穩性檢驗,說明這些變量具有一階單整性。協整理論指出:如果變量都是單整變量而且具有相同的單整階數,那么這幾個變量之間可能存在協整關系,表明這幾個變量的某種線性組合可能是平穩的。因此,可以進一步對上述變量進行協整檢驗。

    (二)協整性檢驗

    協整檢驗的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩定的均衡關系。有些時間序列,雖然它們自身非平穩,但其某種線性組合卻平穩,這種長期穩定的均衡關系稱為協整關系。對于經過平穩性檢驗后為非平穩的序列來說,需要進行協整檢驗以分析它們之間的協整關系。本文采用喬納森于1995年提出的基于VAR模型的協整檢驗方法。VAR模型通常用于相關時間序列系統變量相互關系的分析和隨機擾動對變量系統的動態影響。鑒于文中重點研究美國對外直接投資與進、出口額之間的關系,不考慮其他因素,將一般的VAR模型的數學形式簡化為僅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)為內生變量且不含外生變量的模型形式。為了確定上述模型的合適滯后長度p,在Eviews6.0計量軟件中選擇盡可能大的滯后階數8進行滯后長度檢驗,并根據實際研究中比較常用的AIC和SC信息準則,可以確定模型合適的滯后期為1。當模型滯后階數為1時,VAR模型中2/3以上的參數顯著性通過了檢驗。模型中各個方程的擬合優度分別達到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的擬合優度表明各個方程能夠較好地描述相關經濟現象。進一步在這個模型的基礎上采用喬納森協整檢驗法檢驗Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之間是否具有協整關系。協整檢驗結果如表1、表2。從上述檢驗結果可以得出,在5%顯著性水平下,美國進出口與對外直接投資的跡統計量拒絕了不存在協整關系的虛擬假設,說明美國進出口與對外直接具有協整關系,標準化的協整關系式為:Ln(EXG)=-0.56Ln(FDI),Ln(IMG)=0.08Ln(FDI)。因此,美國進出口與對外直接投資存在長期穩定的均衡關系:對外直接投資與出口存在負相關關系,與進口存在正相關關系。

    (三)Granger因果檢驗

    即使一些經濟變量顯著相關,它們的相關關系未必是有意義的。如何分析變量之間的相關關系,如何判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,是計量經濟學中的常見問題。Granger(1969)提出一個判斷因果關系的檢驗,這就是Granger因果檢驗。本文利用此方法檢驗美國進出口與對外直接投資的因果關系,滯后期仍選擇1,經計量軟件運行后的結果如表3、表4。從表3、表4的結果可以看出:在5%的顯著性水平下,檢驗拒絕Ln(FDI)不是Ln(EXG)的Granger原因的原假設,拒絕Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設;在5%的顯著性水平下,檢驗不能拒絕Ln(FDI)不是Ln(IMG)的Granger原因的原假設,拒絕Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設。因此可以得出結論,美國對外直接投資與進出口具有如下的因果關系:①美國FDI變動是影響出口變動的原因;②出口變動是影響美國FDI變動的原因;③進口變動是影響美國FDI變動的原因。

    (四)計量分析中反映的總量特征及原因分析

    1、美國對外直接投資抑制美國出口貿易。從協整檢驗的結果可知,美國出口貿易與對外直接投資呈現出負相關關系,說明對外直接投資增長反而引起出口貿易的減少。眾所周知,跨國公司在新的國際分工格局之下成為國際直接投資的主體,目前全球90%的跨國公司集中在發達國家,而美國更是擁有了具有突出競爭優勢跨國公司的大多數,美國是資本輸出的主要國家,美國的跨國公司通過直接投資利用他國具有比較優勢的資源并整合為自己的競爭優勢。這些跨國公司為了提高國際競爭力、獲取全球利潤最大化,在產品增值鏈條中將制造業環節轉移到發展中經濟體,首先轉移的是勞動密集型制造業加工環節、工序或零部件,隨后向高端加工延伸。轉移的制造產品大多原地銷售或出口到其他國家,還有部分返銷回美國,這就導致原本由美國出口的部分產品不再經由美國出口,美國出口貿易額相對于對外直接投資的增長反而下降了。

    2、美國出口貿易的增減會引起對外直接投資的反向變動。美國作為世界第一大經濟體、主要發達國家之一,其國內的資源、土地、勞動力、環境等成本處于較高水平,在生產全球化的背景下,美國一些本土產品的價格往往高于世界市場的平均價格,因此美國出口貿易減少,其跨國公司選擇對外直接投資的方式在其他國家尋求最佳資源配置從而獲得國際市場的競爭優勢,這就表現出出口貿易減少而對外直接投資增加的現象。美國常年面臨巨額貿易赤字,面對金融危機等惡劣經濟環境時,政府和公眾往往期望跨國企業抽回海外投資,增加本國工作崗位,緩解失業率居高不下的壓力,同時有利于增加出口減少貿易赤字,這就會表現出出口貿易增加而對外直接投資減少的現象,這從一個側面說明了出口貿易與對外直接投資此消彼長的關系。

    3、美國進口貿易引起美國對外直接投資同向變動。從協整檢驗的結果可以看出美國進口貿易與對外直接投資有著很強的促進作用,美國作為資本充裕技術領先的發達國家,其進口產品中勞動密集型產品、重要能源和資源占較大比重。對于勞動密集型產品,美國跨國公司通過生產環節全球布置的方式實現國外生產返銷本土的生產貿易模式,在廣大發展中經濟體常見的加工貿易就是這種模式的產物,而這種貿易模式的規模經濟效應十分顯著,因此對美國直接投資具有較強的促進作用。對于資源密集型產品,美國跨國公司為了搶占全球戰略資源,通過對外直接投資控制重要資源的開發經營權,此類產品進口需求的增加勢必增加美國跨國公司對外直接投資的動力。

    二、結論及建議

    綜合上述分析,可以得出如下結論:美國對外直接投資與出口貿易之間存在穩定的負相關關系,進口貿易引起美國對外直接投資同向變動。總的來說,美國貿易投資一體化處于相關性強、相互作用大、不同區域或行業特征差異明顯的高級階段。結合美國貿易投資一體化的特征,我國在貿易投資一體化實踐中應注意以下幾個方面:

    1、加強自主創新,努力推動科技進步。科學技術水平是決定貿易投資一體化水平的重要因素,科技越發達對外投資與貿易一體化的水平越高,美國高水平的貿易投資一體化與其在科技領域的領先優勢分不開。