下载文档原格式
中国对外贸易与国际直接投资关系的实证分析龚晓莺一、引言中国作为一个发展中国家, 在今后相当长的一段时间里, 引进外国直接投资是中国参与国际直接投资的主要方式。
随着中国经济的进一步发展和综合国力的提高, 中国也将会进一步发展对外直接投资。
1中国的对外贸易与国际直接投资的关系改革开放前, 中国的对外贸易和利用国外直接投资的总体规模都十分有限, 尤其是在利用外资方面, 由于受到各种历史条件的制约, 外国直接投资的进入十分困难, 加上西方发达国家对中国实行封锁政策, 中国的对外贸易和利用国外直接投资的规模都处在很低的水平上。
到20 世纪70 年代中后期, 随着国际经济环境的变化, 中国的对外贸易与国外直接投资的规模逐渐扩大, 此时贸易与投资之间显现出一定程度的相互促进关系。
]改革开放以来, 中国引进的国外直接投资和对外贸易迅速增长, 并形成了相互依赖与相互促进的关系, 与此同时, 国外直接投资对中国的对外贸易发展的影响也有替代效应, 但总体表现为显著的互补效应和相互促进关系。
尽管中国对外贸易与国外直接投资之间主要体现为相互补充、互相促进的关系, 但是在特殊情况下, 当国外出口商面临贸易壁垒时, 国外直接投资常常替代进口贸易。
2中国对外直接投资与对外贸易的关系中国在改革开放前, 对外直接投资的发展也是非常有限的, 对外贸易的发展也不充分, 加之当时仅存的一点对外直接投资具有经济援助的性质, 因而还不能算作真正意义的对外直接投资。
中国在这期间的对外贸易与对外直接投资之间的线性关系不是十分明显。
改革开放以来, 中国的经济发展水平和对外贸易都有了较快的增长, 国际贸易和国际直接投资成为参与国际经济竞争的主要方式。
但由于中国的经济发展水平总体上还比较低, 因而从根本上来讲,中国引进外国直接投资的规模巨大, 对外直接投资的规模较小。
进入21 世纪后, 经济全球化已成为不可逆转的发展趋势。
中国不仅要坚持“引进来”的战略, 同时要实现“走出去”的战略, 积极推动有比较优势的国内产业开拓国际市场, 扩大利用国外资源。
我国对外直接投资与出口贸易相互关系的实证分析摘要：通过收集我国1987—2010年对外直接投资和出口贸易的时间序列数据，采用向量回归（var）模型方法，实证分析二者的相互关系。
实证结果表明两者之间具有长期平稳的互补关系，并且出口贸易对对外直接投资的促进作用大于对外直接投资对出口贸易的促进作用。
最后根据模型结论提出相应对策，以使我国的对外直接投资和出口贸易得到更好的发展，进而更有力地推动我国经济健康稳定向前。
关键词：对外直接投资出口贸易 var模型改革开放以来，我国发展成为一个贸易大国，其中出口贸易成为促进我国经济发展的重要力量，而近年来，我国的对外直接投资也有了突飞猛进的发展。
作为推动我国经济快速向前的两大动力，出口贸易与对外直接投资之间存在着不可忽略的相互影响。
而在我国，出口贸易与对外直接投资之间是相互替代还是相互促进，它们之间的影响程度等问题至今没有较统一的结论，因此，研究两者之间关系成为一个重要课题。
一、国内外相关文献综述蒙代尔较早提出贸易与投资相互替代理论，他认为关税等贸易障碍的出现会对不同国家的资本边际收益产生影响，因此会引起资本的国际流动或直接投资，这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以克服贸易障碍对资本效率的抵消作用，表现为投资对贸易的替代。
小岛清的边际产业扩张理论认为，投资国的对外投资应从处于或即将处于比较劣势的边际产业依次进行，对外直接投资与东道国的技术差距越小，技术就越容易为东道国吸收和普及，使两国间的比较成本差距扩大，为更大规模的贸易创造条件。
可见，国际直接投资和贸易存在互补关系。
在国内研究方面，蔡锐（2004）、刘泉（2004）运用岭回归方法，利用1990-1999年间的数据，考察我国对外直接投资的贸易效应，结果表明我国对发达国家的直接投资对于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；我国对非发达国家的直接投资累计对于进口没有影响，而对出口有一定影响。
张如庆（2005）对1982至2002年的fdi与ex、fdi与m等时间序列进行经济计量分析。
经济研究重庆大学学报(社会科学版)2010年第16卷第1期J OURNAL OF CHONGQ I NG UN I VERS I TY(Soci al S ci en ce E diti on)Vol116No112010收稿日期:2009-10-23基金项目:教育部留学回国人员启动基金/中国对外直接投资绩效与对策研究0(102063820080009)作者简介:谭亮(1965-),男,重庆人,重庆大学经济与工商管理学院博士研究生,主要从事企业管理、国际投资及市场运作研究。
中国对外直接投资与进出口贸易关系的实证分析谭亮a,万丽娟b(重庆大学a.经济与工商管理学院;b1贸易与行政学院,重庆400044)摘要:对外直接投资(FD I)与进出口贸易的关系因各国的具体国情不同、各学者的研究方法的不同而呈现出显著的差异。
文章采用协整理论分析中国的对外直接投资与进出口(1995-2007年)的关系,得出对外直接投资与出口、进口在短期存在替代效应,在长期存在互补效应,并计量出中国FD I与出口和中国FD I与进口的误差修正模型。
最后,提出了相关政策建议。
关键词:对外直接投资;出口贸易;进口贸易;协整检验;误差修正模型中图分类号:F74014文献标志码:A文章编号:1008-5831(2010)01-0059-06一、引言据商务部、国家统计局、国家外汇管理局联合发布的52008年度中国对外直接投资统计公报6显示,截至2008年年底,中国已有逾112万家对外直接投资企业(简称境外企业)分布在全球174个国家和地区。
2008年中国对外直接投资净额达到55911亿美元,比上年猛增111%。
从总体上看,对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性,大量实证研究的结果也支持了上述结论,但也表明在FD I与出口贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系。
目前的研究大多针对西方发达国家,这对于研究转型中的中国的FDI与进出口贸易的关系意义甚微。
在对外直接投资(FD I)不断扩大的情况下,其对中国出口、进口贸易的影响日益重要,很值得研究。
FDI与国际商品贸易间的关系最早是由M undell于1957年提出的,他通过建立在两个国家、两个产品和两种生产要素基础上的标准国际贸易模型,考察了贸易和投资相互替代的两种极端情况,即禁止性投资如何刺激贸易以及禁止性贸易如何刺激投资。
他的结论是,由于贸易壁垒的存在而产生了FD I,所以投资与贸易是相互替代的[1]。
美国学者海默提出垄断优势理论,认为企业对外直接投资是基于不完全竞争市场。
在完全竞争市场条件下,不存在同类产品的差异,不存在厂商对产品价格的控制,不存在信息的阻碍和误导,也不存在贸易的限制。
这时,企业根本无需对外直接投资,仅通过商品贸易就能达到一切目的。
在不完全竞争市场条件下,企业对外直接投资才有理由发生。
而实际上,不完全竞争市场在世界各国比比皆是。
邓宁提出了国际生产折衷理论,它的核心是所有权特定优59重庆大学学报(社会科学版)2010年第16卷第1期势、内部化特定优势和区位特定优势[2]。
折衷理论表明在不完全市场条件下,公司区位优势和所有权优势的融合,导致FDI对母国出口的替代。
马克森先后采用非要素比例模型、要素比例模型对FD I与国际商品贸易间的关系作了一系列研究,阐述了要素国际流动与国际商品贸易间的关系,他们认为两国间技术差异、税收、垄断、外部规模经济和要素市场不健全等因素都会导致彼此要素生产率和要素价格的差异,此时如果贸易要素与非贸易要素呈合作状态,那么国际商品贸易与FDI间就为互补关系[3]。
小岛清在其边际产业转移模型中证明,对外直接投资在具有贸易创造(促进母国出口和东道国进口、出口贸易)效应的同时,也存在替代母国出口的效应。
在中国,项本武用引力模型分析了对外直接投资与进口和出口的关系,得出中国对外直接投资是出口创造型与进口替代型的[4]。
刘龚与张宗斌采用1995 -2005年的数据对中国对外直接投资与出口的关系进行了基于EC M方法的实证分析,分析表明,在短期内中国对外直接投资对出口存在替代效应;在长期内,中国对外直接投资对出口有互补效应[5]。
古广东采用协整理论分析中国的对外直接投资与出口贸易(1984-2006)的关系,得出二者存在长期均衡关系[6]。
以上文献大多是对FD I与出口贸易关系进行了实证分析,但关于中国FD I与进出口贸易关系实证研究较为少见。
因此,笔者将用协整检验和误差修正模型对1995-2007年的中国对外直接投资、出口、进口的经济数据进行定量分析,探讨两者在短期和长期的动态均衡关系。
二、模型与方法(一)变量与样本数据笔者所使用的样本取自1996-2008年度对外直接投资流量和出口流量数据。
数据来源于52008年度中国对外直接投资统计公报6与国研网(表1)。
其中FD I代表中国对外直接投资额,EX代表出口额,I M代表进口。
表11996-2008年中国对外直接投资(FD I)、出口(EX)数据和进口(I M)数据1996199719981999200020012002200320042005200620072008 FD I20182610271019101010691027102815551012216211162651155911 EX151118271838194924922662325643845943762096911218014285I M13881424140216572251243629524128561366007914955811331(二)时间序列的平稳性检验由于数据的自然对数不改变协整关系,并能使趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象,所以对EX、FDI和I M进行自然对数变换,分别用ln EX、l nFD I和l nI M表示自然对数的EX、FDI和I M。
接着用ADF单位根检验方法来检验时间序列l nEX、ln FDI和l nI M的平稳性和单整阶数,检验结果见表2。
表2ln EX和l nFD I的平稳性检验结果变量(C,T,K)ADF检验统计量临界值5%结论lnFD I(C,T,0)-210632-318753不平稳D l nFD I(C,T,0)-419061-319333平稳lnEX(C,T,0)-116121-318753不平稳D l nEX2(C,T,0)-416101-410081平稳l n I M(C,0,0)019894-311449不平稳D l nI M2(C,0,0)-314265-312127平稳注:本表中ADF检验采用Ev i ew s510软件计算,其中(C, T,K)分别表示单位根检验方程所包含的常数项、时间趋势和滞后阶数,D表示差分算子,D l nFD I表示lnFD I的一阶差分, D lnEX2表示l nEX的二阶差分,D lnI M2表示l nI M的二阶差分。
由表2可以看出,时间序列ln FD I和l nEX本身为非平稳序列,但l nFD I经过一阶差分后平稳,而ln EX和lnI M经过二阶差分后平稳,这说明l nFD I是一阶单整序列,而lnI M和l nEX是二阶单整序列。
(三)协整检验虽然l nFD I和ln EX作为单独序列是非平稳的,但Eng le和G ranger指出两个或多个非平稳时间序列的线性组合可能是平稳的。
假如这样一种平稳的线性组合存在,这些非平稳(有单位根)时间序列之间被认为具有协整关系[7]。
笔者采用基于回归残差的协整检验(下面用的是ADF检验)来检验ln FD I和ln EX的协整关系。
11lnFDI和ln EX的协整检验首先建立l nFD I和ln EX的回归模型:60谭亮,等 中国对外直接投资与进出口贸易关系的实证分析ln EX =5.986+0158l nFD I+u ^t T =(16129)(61552)R 2=01796 D 1W =115626对上式的残差进行单位根检验,由回归方程估计结果可得u ^t =lnEX-5.986-0158lnFDI 对进行单位根检验,不含常数项、时间趋势和滞后阶数,其结果如表3。
检验结果显示,u ^t 序列在5%的显著性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,因此,可确定u ^t 序列平稳。
表明lnFDI 和l nEX 的回归不是伪回归,即ln FDI 和l nEX 存在协整关系。
表3 u ^t 单位根检验结果t 统计量概率值(p 值)ADF 统计量-31022053010073显著性水平1%5%10%检验临界值-21771926-11974028-1160292221l nFD I 和lnI M 的协整检验ln FDI 和lnI M 的回归方程为:ln I M =5.93+0.55l n FDI +u t t =(141755)(51712)R 2=017479 D 1W =112944以同样的方法对u ^t 进行单位根检验,结果如表4。
表4 回归方程的残差序列单位根检验结果t 统计量概率值(p 值)ADF 统计量-21514012010153显著性水平1%5%10%检验临界值-21771926-11974028-11602922如表4所示,ADF 统计值为-215140,而在5%显著性水平下的t 统计量为-119740,该残差序列也是平稳的。
说明l nFD I 和l nI M 也存在协整关系。
(四)建立误差修正模型11l nFD I 和ln EX 的回归方程的误差修正模型通过估计得到ln FDI 和l nEX 的协整方程的残差序列u ^t ,令误差修正项ec m t =u ^t ,建立误差修正模型,估计得到:$ln EX t =01222-01140$l nFD I t +01323(ln EX t-1-51986-0158ln FDI t-1)=01222-01140$l nFD I t +01323ec m t-1t =(91670)(-31122)(31516)R 2=01590 D 1W =11528从上面的误差修正模型中,差分项反映了短期波动的影响,即ln FDI 关于ln EX 的短期弹性为-0114。
误差修正项ec m t 系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。
从系数估计值01323来看,当短期波动偏离长期均衡时,将以01323调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。
21lnFDI 和lnI M 的回归方程的误差修正模型以与上面同样的方法得到l nFD I 和l n I M 的误差修正模型为:$l n I M t =01214-01184$l nFD I t +01362(l nI M t-1-5193-0155l nFD I t-1)t =(13169)(-61186)(61489)R 2=018359 D 1W =211886从上式可以看出lnI M 关于l nFD I 的短期弹性为-01184,长期弹性为0155。
