对外进出口贸易范文
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第1篇
关键词：对外直接投资；进出口贸易夜上海论坛；影响机制；面板格兰杰因果检验
夜上海论坛 基金项目：教育部重点研究基地重大项目（11JJD790024）。
作者简介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南开大学跨国公司研究中心、南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师，经济学博士，主要从事国际经济学研究；宋 平(1987-)，女，山东济宁人，南开大学国际经济贸易系硕士研究生，主要从事国际贸易理论与政策研究。
夜上海论坛 中图分类号：F720 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07
一、问题的提出与文献综述
国际直接投资与国际贸易的关系一直是理论界关注和争论的问题。国际直接投资包括外国直接投资（inward FDI）和对外直接投资（outward FDI）两个方面， 分别涉及外资的流入与流出。本文研究的是后一方面，即中国对外直接投资对母国进出口贸易的影响。①中国对外直接投资起步较晚，大大滞后于引进外资的步伐，规模也相对较小。但是，近年来，在“走出去”战略的引导下，在综合国力增强、外汇储备大幅增加、人民币升值等一系列综合因素的作用下，中国对外直接投资获得了迅速发展，2010年我国对外直接投资首次达到680亿美元，位居世界第五。在这一背景下，研究不断发展扩大的对外直接投资对进出口贸易具有怎样的影响、二者之间是替代还是互补关系、如何更好地利用对外直接投资促进对外贸易发展，不仅具有理论价值，而且对我国对外开放与经贸政策的制定具有现实借鉴意义。
夜上海论坛 Mundell（1957）最早正式研究了国际直接投资与国际贸易间的关系，在要素禀赋理论模型框架下证明了二者是相互替代的。与此相反，Kojima（1978）的边际产业扩张理论提出了国际直接投资与贸易的互补关系。目前多数学者认为，从理论上分析国际直接投资与国际贸易的关系不存在确定的结论，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的结果。
夜上海论坛 与理论研究相类似，有关对外直接投资与对外贸易关系的实证研究也没有统一的结论。国外有关对外直接投资与进出口贸易关系的实证文献大多以发达国家为研究对象，其中又以美国和日本居多。从研究结论看，主要有3类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定，但以验证互补效应的居多。在国内的实证研究方面，蔡锐等（2004）基于小岛清的边际产业理论，运用零回归方法的实证分析表明：中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但作用不大，与出口的关系则不显著；中国对非发达国家的直接投资对进口没有显著影响，对出口则有一定影响。张如庆（2005）综合运用协整理论、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法，认为我国进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果关系，对外直接投资不是进出口变化的原因。王英等（2007）考察了中国对外直接投资对出口的影响，指出二者为互补关系，虽然后者认为这一作用的程度极小。项本武（2009）运用面板协整模型和误差修正模型，验证了我国长期对外直接投资对进出口贸易具有创造效应，但二者对短期的效应持不同观点。
夜上海论坛 综上所述，有关我国对外直接投资贸易效应的研究还相对较少，并且结论并不一致。笔者就对外直接投资对进出口贸易的影响机制进行理论分析，并对中国的情况加以实证研究。在实证方法上，国内学者大多使用时间序列或截面数据，利用传统的引力模型以及协整和误差修正模型进行分析，而笔者利用1993年~2009年中国对105个国家（地区）直接投资和进出口贸易的面板数据，应用动态VAR模型和面板格兰杰因果检验方法考察我国对外直接投资与进出口贸易的关系。
二、对外直接投资对进出口贸易的影响机制
夜上海论坛 （一）对外直接投资对出口的影响
图1~图3归纳了对外直接投资带动出口增加的途径。一方面，在海外新建子公司初期投产建设时，一般需要从母公司购买资本设备、原材料等；另一方面，在国外子公司经营过程中，可能在较长时期内从母国进口零部件和中间产品，从而对出口形成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更为明显。实际上，不同类型的对外直接投资都可能对出口形成促进作用：以扩大和开辟海外市场、以为出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，通过在世界其他国家（地区）设立贸易服务机构，构筑国际市场营销网络可以促使出口增加；资源导向型对外直接投资带动了开采所需设备和相关产品的出口，并且随着母国进口开采出的资源，该国此类资源加工品或制成品的出口可能增加；技术导向型对外直接投资可以获得反向技术溢出效应，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。
图1 对外直接投资的出口促进效应
对外直接投资对出口既有促进作用，也有替代作用。首先，无论是为规避贸易壁垒或将国内生产能力过剩、市场相对饱和的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低生产与运输成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转销到其他国家，从而替代母国同类产品的出口。其次，东道国企业利用技术扩散与模仿大量生产该产品，替代进口甚至进行出口，进一步减少了母国的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。
夜上海论坛 图2 对外直接投资的出口替代效应
夜上海论坛 （二）对外直接投资对进口的影响
夜上海论坛 与出口的情况相类似，对外直接投资对进口贸易规模的影响也有两方面：在进口促进作用方面，资源导向型对外直接投资以开发国外资源、保证母国供给为目的，会增加母国资源类产品的进口；效率导向型对外直接投资将生产转移到生产成本更低的国家后，有可能将东道国生产的产品返销回母国以满足国内需求；技术导向型对外直接投资在国外开发和生产出技术与知识密集型产品后，可能通过公司内贸易等形式销售给母国。在进口替代作用方面，如果企业认为通过直接投资在国外购买原材料进行生产比进口生产所需的原材料更有效率，那么这种投资就会减少母国原材料的进口；如果企业通过技术导向型投资代替通过高技术产品进口来获取技术，就有可能减少母国部分高技术产品的进口。
夜上海论坛 图3 对外直接投资的进口促进与替代效应
（三）中国对外直接投资贸易效应的直观分析
基于上述对外直接投资对进出口贸易的影响机制，可以就中国对外直接投资的贸易效应加以直观分析。
中国的对外直接投资起步于改革开放以后，早期投资的主要目的是为外贸服务，劳务工程承包也是当时的主营项目。20世纪90年代末开始，在国家的支持下一些大型央企和国企以获取能源和资源为目的进行对外投资，投资目的比较单纯，经营方式相对简单。2000年以后，中国对外直接投资有了突飞猛进的发展，复杂的经营方式开始出现。目前，中国对外直接投资“市场导向型”、“资源导向型”、“效率导向型”等投资动机都存在，但仍以市场寻求型投资动机为主。从对外直接投资的流向分布看，行业多元而聚集度较高，截至2010年末，我国对外直接投资覆盖了国民经济所有行业类别，其中存量在100亿美元以上的行业包括商务服务业、金融业、采矿业、批发零售业、交通运输业和制造业，这6个行业占据我国对外直接投资存量总额的88.3%。④
夜上海论坛 由于在我国的对外直接投资中为商品贸易提供便利的服务类投资占比重最大，2010年流向租赁和商务服务业以及批发和零售业的投资超过50%，可以预计，我国对外直接投资对贸易特别是出口贸易应有较强的促进作用。此外，采矿业在我国对外直接投资中也占有较大份额，2010年末采矿业的投资存量占对外直接投资总存量的14.1%，⑤这也会对出口和进口产生双向的拉动作用。但是，我们也应注意到，我国对外直接投资的动机与产业分布呈现多元化趋势，制造业及其他行业多种动机的对外投资也占一定比重，这些投资会同时影响到出口和进口，产生正向和反向的贸易效应。因此，难以从理论上就我国对外直接投资对贸易规模的总体影响做出确切判断，下文将使用计量方法就对外直接投资对我国出口和进口贸易规模的影响进行实证检验。
三、中国对外直接投资对进出口贸易影响的实证分析
夜上海论坛 （一）实证方法与模型设定
笔者应用Hurlin等（2001）提出的固定系数面板格兰杰因果检验方法来考察我国对外直接投资对进出口贸易的影响，这一方法是基于面板数据的向量自回归（VAR）过程实现的。
夜上海论坛 为检验对外直接投资与出口的关系，建立如下面板向量自回归模型。为了减少异方差和异常项对平稳性的影响，模型中的变量均采用对数形式。
其中，ofdi为我国的对外直接投资，exp为出口额。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi为个体的异质性，它表示我国对各个国家对外直接投资所具有的不同特性，属于非时序变量；εit为随机扰动项，表示除方程（1）、（2）中所列变量外的其他影响因素。对于任意给定的i∈［1,N］，模型自回归系数γ(k)和回归系数β(k)i是不变的，即对所有的个体来说γ(k)都是一样的。
方程（1）考察对外直接投资对出口的影响，方程（2）考察出口对对外直接投资的影响。以上2个方程组成了面板向量自回归模型，其中每个方程都是一个动态面板，需要对其进行差分估计。由于方程存在内生变量，要用到工具变量，先直接对每个方程进行差分广义矩估计（Difference-GMM），检验单个变量系数的显著性，然后根据GMM估计结果，对上述模型进行面板格兰杰因果关系检验，验证我国对外直接投资与出口之间的格兰杰因果关系。
其中，imp为我国的进口额，其他变量的解释同上。方程（3）考察对外直接投资对进口的影响，方程（4）考察进口对对外直接投资的影响，进口模型的估计和检验方法与出口模型相同。
（二）样本数据及来源
夜上海论坛 笔者根据世界各国的经济地理特点，按照《中国统计年鉴》依地理分布和投资额划分的方法，选取亚洲、非洲、欧洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地区的105个样本国家（地区）进行研究。
笔者利用1993年~2009年我国对上述105个国家（地区）的对外直接投资和进出口贸易数据进行实证分析。我国对各个国家（地区）的进出口数据取自1994年~2010年《中国统计年鉴》，1993年~2002年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外经济统计年鉴》，2003年~2009年的对外直接投资数据来自相关年份《中国对外直接投资统计公报》。
（三）面板数据的单位根检验
为了增强检验结果的稳健性，笔者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4种方法进行面板单位根检验，使用的软件为Eviews6.1，结果见表1。
对lnofdi、lnexp、lnimp的面板单位根检验结果显示，在4种检验方法下，在1%的显著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在单位根，可见对外直接投资
表1 面板单位根检验结果
夜上海论坛 检验方法lnofdi统计量P值 结论lnexp统计量P值 结论lnimp统计量P值结论LLC -18.36120.0000平稳-4.169340.0000平稳-9.639560.0000平稳IPS-13.7620.0000平稳-14.17930.0000平稳-7.212420.0000平稳Fisher-ADF515.5720.0000平稳456.4800.0000平稳385.103 0.0000平稳Fisher-PP596.9120.0000平稳521.7710.0000平稳441.8890.0000平稳
和出口、进口变量都是稳定的，因此，无需对变量之间的关系进行协整检验即可直接就对外直接投资与出口以及对外直接投资与进口的关系进行格兰杰因果检验。
（四）面板格兰杰因果检验结果
1．对外直接投资与出口的关系
夜上海论坛 笔者根据AIC值最小的标准确定最佳滞后期，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。
笔者分别对方程（1）、（2）进行动态面板广义矩估计，在估计中利用stata11.0软件中的xtabond2命令，由于最佳滞后期为2，因此可以选取因变量的二阶差分作为工具变量，即选取D.lnexpit－2作为D.lnexpit－1的工具变量，选取D.lnofdiit－2，作为D.lnofdiit－1的工具变量，使用GMM两步估计法，估计结果如表2所示。
由表2中对方程（1）的估计结果可见，lnofdi一阶滞后项的系数为0.047，P值为0.015，其二阶滞后项的系数为0.028，P值为0.040，均通过了5%的显著性检验，这表明我国的对外直接投资对出口存在正向的滞后影响，对外直接投资对出口有一定的促进效应。但是，lnofdi一阶和二阶滞后项的系数都很小，说明投资对出口的带动作用较为有限。
夜上海论坛 笔者对对外直接投资和出口的关系进行格兰杰因果关系检验，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即对外直接投资与出口之间不存在格兰杰因果关系；备择假设H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滞后变量的回归系数不全为零，二者之间存在格兰杰因果关系。表2中对方程（1）的估计结果显示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系数在5%水平下均显著，因此拒绝原假设，接受备择假设，即lnofdi滞后变量的回归系数不全为零，对外直接投资是出口的格兰杰原因。
夜上海论坛 由表2中对方程（2）的回归结果可见，lnexp一阶滞后项的系数为0. 015，P值为0.015，lnexp二阶滞后项的系数为0.041，P值为0.034，在5%的统计水平下都是显著的，所以原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，即出口是对外直接投资变化的格兰杰原因。
综上，我国对外直接投资与出口之间存在双向的格兰杰因果关系。
夜上海论坛 2.对外直接投资与进口的关系
分别对方程（3）、（4）进行GMM估计。根据AIC值最小的标准，利用Eviews6.1软件进行AIC检验，确定最佳滞后期为2。选取因变量的二阶差分作为工具变量，使用GMM两步估计法，利用stata11.0软件进行估计，结果如表3所示。
夜上海论坛 由表3中对方程（3）的估计结果看出，lnofdiit-1的系数为0.112，P值为0.035，lnofdiit-2的系数为0.045，P值为0.011，在5%水平下均显著，这说明我国对外直接投资对进口存在正向的滞后影响，对外直接投资对进口具有促进效应。由于lnofdi的一阶和二阶滞后项系数均显著，因此格兰杰因果检验的原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受备择假设，即对外直接投资是进口变化的格兰杰原因。
夜上海论坛 由表3中对方程（4）的估计结果看出，lnimp一阶滞后项的系数为0.152，P值为0.035，在5%水平下显著；lnimp二阶滞后项的系数为0.064，P值为0.006，在1%水平下显著。因此，原假设H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格兰杰因果关系中的备择假设，进口是对外直接投资变化的格兰杰原因。
综上，我国的对外直接投资对进口具有带动作用，即进口额会随着对外直接投资的增加而增加，并且二者互为格兰杰因果关系。
（五）实证结果分析
由上文对外直接投资与出口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和出口之间存在双向格兰杰因果关系。对外直接投资的一阶和二阶滞后项对出口具有正向影响，并具有统计显著性，说明对外直接投资对出口具有促进作用。总体看来，我国对外直接投资对出口贸易的促进作用超过了替代作用，对外直接投资对我国的出口贸易起到了一定的推动作用，虽然这种作用的程度较小。
由对外直接投资与进口关系的实证分析结果可以看出，我国对外直接投资和进口之间存在双向格兰杰因果关系，尤其是对外直接投资对进口具有带动作用。这说明在我国对外直接投资中占有一定比重的资源导向型投资促进了资源性产品的进口，而将其他类型的对外直接投资考虑进来，投资与进口贸易总体上也呈现互补关系。
夜上海论坛 四、结论与政策建议
我国对外直接投资与出口及进口之间均存在双向格兰杰因果关系，对外直接投资是贸易创造型的,对出口和进口均有促进作用，这一结果与我国当前对外直接投资以市场开拓和资源引进等为主要目的的现实密切相关。然而，我国对外直接投资还处于起步阶段，规模还相对较小，对贸易（特别是出口）产生的创造效应还较为有限。因此，如何促进对外直接投资的健康发展，并发挥其与贸易的良性互动关系，是我国需要解决的重要问题。
夜上海论坛 我国应当继续积极发展对外直接投资，有效利用国际、国内2个市场、2种资源，充分发挥对外直接投资对贸易的促进作用。对外直接投资有利于开拓海外市场, 通过跨国生产可以带动设备、原材料、中间品的出口。通过对外直接投资还可以获得国内经济发展所需的资源，获取一些高新技术与先进的管理经验等，带动国内产业结构优化和技术水平提升，不断提高本国企业和产品的国际竞争力。
夜上海论坛 在扩大对外直接投资规模的同时，我国还应调整对外直接投资结构，改善投资质量。以制造业的对外直接投资为例，目前很大部分投资于初级加工业，生产附加值较低，对出口的带动作用有限。今后可以更多地投资于产品附加值较高和后向关联度强的行业，如机械制造业，由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的，因此这类行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。另外，可以增加技术导向型的对外直接投资，利用获取的先进技术制造深加工产品并出口，以提高产品的附加值，扩大出口的效益。
① 对外直接投资的贸易效应包括对贸易规模和贸易结构的影响，本文研究的是前者，即对外直接投资和对外贸易之间的替代或互补关系。
② UNCTAD：《2011年世界投资报告》，2011年7月。
③ 根据Vernon的产品生命周期理论，创新国的对外直接投资首先替代母国的出口贸易，而后又创造了母国从东道国的进口贸易。
夜上海论坛 ④ 商务部，国家统计局，国家外汇管理局：《2010年度中国对外直接投资统计公报》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤ 同④。
⑥ Hurlin和Venet在传统Granger因果检验思想的基础上，于2001年率先提出了固定系数面板数据的Granger检验方法，并在2004年进一步提出固定系数异质面板数据的Granger检验方法。
⑦ Arellano和Bond（1991）在工具变量法的基础上给出了差分的广义矩估计法，该方法采用 t-2 期前的因变量的滞后项作为因变量一阶差分滞后项的工具变量，从而得到一致且更为有效的估计结果。
参考文献：
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夜上海论坛 王英，刘思峰．2007.中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析［J］．世界经济与政治论坛（1）：36-41．
夜上海论坛 项本武．2009.中国对外直接投资的贸易效应研究――基于面板数据的协整分析［J］．财贸经济（4）：77-82．
张如庆．2005.中国对外直接投资与对外贸易的关系分析［J］．世界经济研究（3）：23-27．
夜上海论坛 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.
夜上海论坛 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.
夜上海论坛 MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.
(编校：薛 平)
夜上海论坛 An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade
HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2
夜上海论坛 (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
夜上海论坛 关键词:对外直接投资;进出口贸易;协整;误差修正模型
中图分类号:F71 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)17-0143-03
阿瑟・刘易斯在其《经济增长理论》中提出,促使经济增长的三个近因为经济活动、增进知识和增加资本。经济增长是社会物质财富不断增加的过程,通常表现为国内生产总值即GDP的增加。在开放经济条件下,一国的经济增长除了取决于国内消费和投资的拉动外,国际贸易和国际投资已成为国际经济活动的基本形式,拉动经济增长。
一、相关研究和文献回顾
夜上海论坛 将国际直接投资与国际贸易及经济增长联系起来的理论,是在国际直接投资和国际贸易理论经历了由分歧到交叉融合直至逐步一体化,可以将直接投资与贸易置于同一框架下研究后,才有了出现的可能。作此尝试的首推日本一桥大学的小岛清教授,他将国际直接投资理论建立在国际贸易理论的同一基石即国际分工基础上,提出边际产业理论,认为对外直接投资与对外贸易以互补形式存在,从而促进经济增长。
夜上海论坛 实证研究方面,真正将进出口贸易与经济发展、对外投资联系在一起是邓宁等(2001)在投资周期理论的基础上,考察了韩国和中国台湾的贸易与直接投资的发展轨迹,认为一个国家或地区的进口行为增加将导致外资流入增加,外资流入增加会导致出口增加,而出口增加又会最终导致向外投资增加。
以上成果说明了一国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长之间确实存在一定关系,并探索对外直接投资、进出口贸易与经济增长三者的关系提供了有益的借鉴。但现有研究仍多是集中在单一的对外直接投资的贸易效应或是对外直接投资的经济效应上,对对外直接投资、进出口贸易及经济增长三者之间关系的实证研究还比较有限。本文要解决的主要问题包括:我国对外直接投资与对外贸易、经济增长之间是否存在着长期稳定的均衡关系?它们之间的因果关系如何?
二、实证分析
夜上海论坛 前面已对对外直接投资、进出口贸易与经济增长的相关理论进行了简要阐述,现在此基础上,运用协整理论、Granger因果关系检验等计量经济学方法对我国的对外直接投资与进出口贸易及经济增长三者间关系进行实证分析,以期对相关理论进行检验,同时也是对笔者所提待解决的问题进行解答。
(一)计量模型与数据说明
夜上海论坛 根据前文的假设及要解决的问题,选取的变量为1985―2007年我国国民生产总值(GDP),进出口贸易总额(EXI)和对外直接投资额(OFDI)。根据理论,对外直接投资、进出口贸易对经济有促进作用,但是一国的经济还会受到除该两者之外很多因素的影响。为论证三者之间的关系,现引入以下函数:
GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u
夜上海论坛 其中,Q是除对外直接投资及进出口贸易以外的所有其他因素,如社会中的就业状况即劳动投入的大小、社会中的资本要素状况、人力资源情况、R&D情况等。u为随机扰动项。假设所有其他因素Q不变,即固定Q时得到以下计量模型:
夜上海论坛 GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u
夜上海论坛 为了消除或减少可能存在的异方差,对各变量取自然对数,得到方程:
InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u
夜上海论坛 为了直观地描述OFDI、EXI和DGP三者的长期关系,将三者按样本数据首先绘制时间序列变化趋势图,如图:所有数据均取自《中国统计年鉴》,其中GDP数值以当年汇率折算换成美元。
从图中可看出,各变量都有不断增长的趋势,且变动方向一致,说明其可能存在较强的相关关系,计算各变量之间的相关系数,结果见表1。
从图1中可看出:时间序列数据有明显的增长趋势,且由表1可见,各变量之间的相关系数较高,甚至接近于1,表明各变量之间有较紧密的相关关系,是非平稳的时间序列变量。因此,要使建立的回归模型有意义,就必须要求这些非平稳变量之间存在协整关系,而存在协整关系的前提就是各变量是同阶单整的,为此必须进行变量的平稳性检验。
(二)变量的单位根检验
本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。为了研究的方便,并考虑到对各时序数据取自然对数后不会改变时序的性质及关系,且所得到的数据容易得到平稳序列,对这些时序数据进行对数处理后,得到的变量分别记为:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF检验进行单位根检验,检验结果见表2。
通过表3可以看出,GDP、QI、EXI的原对数序列在5%的显著性水平下均存在单位根,即都是非平稳的。而经过一阶差分后,三个序列都通过了5%显著性水平下的平稳性检验,即不存在单位根,这表明了三个序列都是一阶单整序列,可用I(1)表示。由此可见,若仅对LNQI、LNEXI、LNGDP进行简单回归而不做平稳性检验所得出的回归结果是难以令人信服的。
(三)协整检验
要建立经济变量的关系模型,还要检验它们之间的协整关系。协整(Co-integration)方法是研究非平稳时间序列之间是否存在长期均衡关系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于协整回归残差的ADF检验进行分析,其结果见表3。
可得模型1为:
LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)
残差项的稳定性检验:
由表3和表4可知,其残差的ADF检验统计值-3.391788小于在5%的显著水平下-1.9592值,故该序列是平稳的,说明LNEXI与LNGDP是(1,1)阶协整,并且它们在5%的显著性水平下存在协整关系,这表明我国的进出口贸易与GDP经济增长之间存在长期的稳定均衡关系。
同理,可得表5。
可得模型2为:
夜上海论坛 LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP
由表5和表6知其残差的ADF检验统计值-4.299759小于在5%的显著水平的临界值-1.9592,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LNGDP是(2,1)阶单整,表明我国对外直接投资与GDP经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。
可得模型3:
LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI
夜上海论坛 由表8知其残差的ADF检验统计值-2.913675小于在5%的显著水平的临界值-1.9583,故此时残差是平稳序列,说明LNOFDI与LEXI是(1,1)阶单整,并且它们具有协整关系。且由模型3中系数0.972615为正,可知两者存在同向的正相关关系,这表明我国对外直接投资与进出口贸易之间存在一个长期稳定的均衡关系,且两者之间不存在明显的替代关系,长期来看,两者是相互促进的。这一点与前文小岛清的贸易与投资互补理论模型是较吻合的,也即从长期来看,我国的对外直接投资和对外贸易互补互促,产生的贸易创造效应促进了GDP经济增长。
(四)格兰杰(Granger)因果关系检验
夜上海论坛 协整分析的结果反映了我国GDP、OFDI、EXI变量两两之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系,三者之间又是怎样的一个关系模式还需要进一步验证。为使所建立的模型正确反映出我国货物进出口总额、我国对外直接投资与我国国民生产总值之间的关系,下面进行变量之间的格兰杰因果关系检验。通过格兰杰因果关系检验,可得如下结果(见表9)。考虑到经济中常出现的时滞效应,本文不是只用一种滞后阶数来得到是否存在因果关系结论的。
我国的对外直接投资、进出口贸易与经济增长很有可能存在这样一种模式:进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。
三、结论与讨论
夜上海论坛 总之,通过上述数据的实证检验,可以发现对外直接投资与进出口贸易以互补互促关系存在,从而推动经济增长,这与我国实际较为吻合。对外贸易与对外直接投资对推动我国经济增长、增强综合国力的作用是巨大的。
第一,从协整分析的结果可以看出,国民经济的增长和进出口增长、对外直接投资增长之间存在着唯一的协整关系,表明三者之间存在着长期稳定的动态均衡关系,进出口贸易发展促进经济增长,经济增长又促进对外直接投资。对外直接投资与进出口贸易在长期中相互促进和补充,从而进一步促进国民经济的增长。
第二,中国的对外直接投资与贸易基本上符合互补关系。对外直接投资QI对进出口贸易总额长期内是促进作用,但对贸易的替代作用不明显。首先,这可能与我国对外直接投资的规模有关,净对外直接投资仍为负值。其次,进出口贸易的增长速度加快、贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。这个结果很好地说明,有关我国日益增长的对外直接投资会带来贸易或国际收支失衡的疑虑尽可打消。
第三,对外直接投资与对外贸易基本上是互补的,也就是说还是会对经济增长起促进作用的。这意味着我国的对外直接投资和对外贸易需要朝着相互促进和相互补充的一体化趋势发展,以促进世界经济增长。
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第3篇
一、美国贸易投资一体化的总量特征分析
本文以美国1976—2010年的数据作为样本区间,以美国国际收支平衡表中美国拥有所有权的国际直接投资衡量其对外直接投资,以美国人口普查局(U.S.CensusBureau)统计的美国货物进口额和出口额来衡量其对外贸易(如无特别说明下文提及进出口贸易均指货物贸易不含服务贸易)。为了消除非平稳时间序列的异方差性,在开始分析前,对上述数据均进行自然对数变换。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分别表示美国对外直接投资、出口额、进口额的对数。以下对美国1976—2010年的出口额、进口额和对外直接投资额的时间序列数据进行经济计量分析,以此检验美国直接投资和国际贸易之间的关系。
(一)时间序列数据的平稳性检验
在对经济变量的时间序列进行回归分析前,首先要进行单位根检验,以判别序列的平稳性,避免非平稳时间序列之间经常发生的伪回归现象。只有通过了平稳性检验的时间序列数据,才能进行回归分析。在此对序列平稳性采用ADF检验,根据检验结果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3个变量原序列的ADF检验值都大于1%的显着性水平下对应的临界值,而且概率p值也较大,因此不能拒绝存在单位根的原假设,说明在1%的显着性水平下各变量对数都没有通过平稳性检验,即它们都是非平稳序列;而这些对数变量的一阶差分(分别用dLn(FDI)、dLn(EXG)、dLn(IMG)表示)在1%的显着水平下都通过了平稳性检验,说明这些变量具有一阶单整性。协整理论指出:如果变量都是单整变量而且具有相同的单整阶数,那么这几个变量之间可能存在协整关系,表明这几个变量的某种线性组合可能是平稳的。因此,可以进一步对上述变量进行协整检验。
夜上海论坛 (二)协整性检验
夜上海论坛 协整检验的意义在于揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。有些时间序列,虽然它们自身非平稳,但其某种线性组合却平稳,这种长期稳定的均衡关系称为协整关系。对于经过平稳性检验后为非平稳的序列来说,需要进行协整检验以分析它们之间的协整关系。本文采用乔纳森于1995年提出的基于VAR模型的协整检验方法。VAR模型通常用于相关时间序列系统变量相互关系的分析和随机扰动对变量系统的动态影响。鉴于文中重点研究美国对外直接投资与进、出口额之间的关系,不考虑其他因素,将一般的VAR模型的数学形式简化为仅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)为内生变量且不含外生变量的模型形式。为了确定上述模型的合适滞后长度p,在Eviews6.0计量软件中选择尽可能大的滞后阶数8进行滞后长度检验,并根据实际研究中比较常用的AIC和SC信息准则,可以确定模型合适的滞后期为1。当模型滞后阶数为1时,VAR模型中2/3以上的参数显着性通过了检验。模型中各个方程的拟合优度分别达到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的拟合优度表明各个方程能够较好地描述相关经济现象。进一步在这个模型的基础上采用乔纳森协整检验法检验Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之间是否具有协整关系。协整检验结果如表1、表2。从上述检验结果可以得出,在5%显着性水平下,美国进出口与对外直接投资的迹统计量拒绝了不存在协整关系的虚拟假设,说明美国进出口与对外直接具有协整关系,标准化的协整关系式为:Ln(EXG)=-0.56Ln(FDI),Ln(IMG)=0.08Ln(FDI)。因此,美国进出口与对外直接投资存在长期稳定的均衡关系:对外直接投资与出口存在负相关关系,与进口存在正相关关系。
夜上海论坛 (三)Granger因果检验
夜上海论坛 即使一些经济变量显着相关,它们的相关关系未必是有意义的。如何分析变量之间的相关关系,如何判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因,是计量经济学中的常见问题。Granger(1969)提出一个判断因果关系的检验,这就是Granger因果检验。本文利用此方法检验美国进出口与对外直接投资的因果关系,滞后期仍选择1,经计量软件运行后的结果如表3、表4。从表3、表4的结果可以看出:在5%的显着性水平下,检验拒绝Ln(FDI)不是Ln(EXG)的Granger原因的原假设,拒绝Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假设;在5%的显着性水平下,检验不能拒绝Ln(FDI)不是Ln(IMG)的Granger原因的原假设,拒绝Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假设。因此可以得出结论,美国对外直接投资与进出口具有如下的因果关系:①美国FDI变动是影响出口变动的原因;②出口变动是影响美国FDI变动的原因;③进口变动是影响美国FDI变动的原因。
(四)计量分析中反映的总量特征及原因分析
1、美国对外直接投资抑制美国出口贸易。从协整检验的结果可知,美国出口贸易与对外直接投资呈现出负相关关系,说明对外直接投资增长反而引起出口贸易的减少。众所周知,跨国公司在新的国际分工格局之下成为国际直接投资的主体,目前全球90%的跨国公司集中在发达国家,而美国更是拥有了具有突出竞争优势跨国公司的大多数,美国是资本输出的主要国家,美国的跨国公司通过直接投资利用他国具有比较优势的资源并整合为自己的竞争优势。这些跨国公司为了提高国际竞争力、获取全球利润最大化,在产品增值链条中将制造业环节转移到发展中经济体,首先转移的是劳动密集型制造业加工环节、工序或零部件,随后向高端加工延伸。转移的制造产品大多原地销售或出口到其他国家,还有部分返销回美国,这就导致原本由美国出口的部分产品不再经由美国出口,美国出口贸易额相对于对外直接投资的增长反而下降了。
2、美国出口贸易的增减会引起对外直接投资的反向变动。美国作为世界第一大经济体、主要发达国家之一,其国内的资源、土地、劳动力、环境等成本处于较高水平,在生产全球化的背景下,美国一些本土产品的价格往往高于世界市场的平均价格,因此美国出口贸易减少,其跨国公司选择对外直接投资的方式在其他国家寻求最佳资源配置从而获得国际市场的竞争优势,这就表现出出口贸易减少而对外直接投资增加的现象。美国常年面临巨额贸易赤字,面对金融危机等恶劣经济环境时,政府和公众往往期望跨国企业抽回海外投资,增加本国工作岗位,缓解失业率居高不下的压力,同时有利于增加出口减少贸易赤字,这就会表现出出口贸易增加而对外直接投资减少的现象,这从一个侧面说明了出口贸易与对外直接投资此消彼长的关系。
3、美国进口贸易引起美国对外直接投资同向变动。从协整检验的结果可以看出美国进口贸易与对外直接投资有着很强的促进作用,美国作为资本充裕技术领先的发达国家,其进口产品中劳动密集型产品、重要能源和资源占较大比重。对于劳动密集型产品,美国跨国公司通过生产环节全球布置的方式实现国外生产返销本土的生产贸易模式,在广大发展中经济体常见的加工贸易就是这种模式的产物,而这种贸易模式的规模经济效应十分显着,因此对美国直接投资具有较强的促进作用。对于资源密集型产品,美国跨国公司为了抢占全球战略资源,通过对外直接投资控制重要资源的开发经营权,此类产品进口需求的增加势必增加美国跨国公司对外直接投资的动力。
二、结论及建议
综合上述分析,可以得出如下结论:美国对外直接投资与出口贸易之间存在稳定的负相关关系,进口贸易引起美国对外直接投资同向变动。总的来说,美国贸易投资一体化处于相关性强、相互作用大、不同区域或行业特征差异明显的高级阶段。结合美国贸易投资一体化的特征,我国在贸易投资一体化实践中应注意以下几个方面:
1、加强自主创新,努力推动科技进步。科学技术水平是决定贸易投资一体化水平的重要因素,科技越发达对外投资与贸易一体化的水平越高,美国高水平的贸易投资一体化与其在科技领域的领先优势分不开。
