中國對外貿易協調性分析

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一、文獻綜述

有關國際直接投資和國際貿易關系的理論研究，主要集中在兩者間的關系方面。投資與貿易的關系最初由蒙代爾（Mundell，1957）提出，他在標準的H-O模型基礎上引入了貿易壁壘進行分析，得出了投資與貿易的完全替代關系。鄧寧（Dunning，1980）提出了OLI模型，該模型認為對外直接投資傾向于對母國出口的替代和對東道國進口的替代。日本學者小島清（KiyoshiKojima）綜合提出了國際直接投資與國際貿易互補效應的小島清模型。他認為，國際直接投資不是資本的流動，而是資本、技術、經營管理知識的綜合體由投資國的特定產業向東道國的同一產業的特定轉移，國際直接投資通過改變東道國的生產函數和消費水平，促進兩國貿易的發展?？唆敻衤↘rugman）認為在要素稟賦不對稱和存在規模報酬遞增的情況下，國際投資會帶動母國的出口貿易。國際直接投資和貿易兩者之間的替代或補充關系也得到了實證方面的檢驗。國外學者如Belderbos和Sleuwaegen（1998）基于美國和日本的經驗研究表明，外商直接投資是對東道國的替代。Adler和Stevens（1974）通過對研發產業的研究，證明國際直接投資和出口之間是一種相互替代關系。Lipsey和Weiss（1981）利用1970年44個國家14個產業水平的數據，研究了美國制造產業對外直接投資與美國制造業出口之間的關系，結果表明國際直接投資和出口之間存在互補關系。Goldberg和Klein（1999）對日本的實證研究也表明國際直接投資與貿易之間存在著互補關系。國內學者的實證研究大都集中在外商直接投資對我國進出口的影響：江小涓（1999）研究表明，FDI能夠使東道國的進出口結構由消費型進口轉變為生產型進口。史小龍和張峰（2004）運用協整分析方法與誤差修正模型研究我國外商直接投資與對外貿易的關系，得出外商直接投資對我國進出口存在顯著的促進作用。還有的學者應用因素分析法、績效或貢獻度法等進行了研究，結果大都表明我國外商直接投資促進了我國對外貿易的增長。而研究我國對外直接投資與對外貿易關系的文章相比就比較少了：張如慶（2005）運用1982—2002年度數據進行協整分析，得出了進出口分別是對外直接投資變化的原因，出口和對外直接投資之間存在長期均衡關系，而進口與對外直接投資之間沒有長期均衡關系。項本武（2006）利用我國1999—2001年的面板數據得出我國對外直接投資與出口是互補關系，但對進口存在替代效應。張應武（2007）利用2000—2004年的面板數據，使用引力模型分析了我國對外直接投資與對外貿易的關系，結果表明：對外直接投資與出口相互促進。筆者認為張如慶的數據不能充分反映2002年以后中國對外直接投資與對外貿易的關系，因為這幾年正是中國對外投資和對外貿易的迅速發展時期，不能包含這幾年的數據可能對結論造成影響。此外，本文的結論與他們的也不盡相同。

二、計量方法和模型

1987年，Engle和Granger提出的協整理論及其方法，為非平穩序列建模提供了一種途徑，可以有效克服存在的偽回歸問題。這一方法構成了本文研究中國FDI與對外貿易關系的理論基礎。E-G兩步法的基礎思想是，如果兩個變量的值呈現非平穩性，但它們的某種線性組合呈現平穩性，則表明變量之間存在協整關系。那么，檢驗一組變量之間是否存在協整關系就等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。在經濟學上就意味著可以通過一個變量值的變化影響另一個變量值的變化。本文利用協整關系來考察中國對外直接投資與對外貿易之間是否存在長期穩定關系，檢驗方法采用E-G兩步法。

三、計量檢驗結果

1、樣本說明

本文選取聯合國貿易與發展委員會（UNCTAD）網站公布的中國對外直接投資額度量中國對外直接投資，選取商務部公布的《中國對外貿易形勢報告》中的進出口額度量我國的對外貿易，樣本區間為1979—2010年。其中，中國對外直接投資用FDI表示，進口用IM表示，出口用EX表示，LNFDI、LNIM、LNEX分別表示其自然對數。計量軟件采用Eviews6.0操作。

2、ADF單位根檢驗結果

用計量軟件進行ADF單位根檢驗。所有變量在10%的顯著水平上均不能拒絕存在單位根的假設，而它們的一階差分在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設，表明這些變量都是一階差分平穩的，即一階單整。于是可以進一步檢驗變量間的協整關系。

3、協整檢驗結果

根據ADF檢驗，由于LNFDI，LNEX，LNIM均為一階單整，可由E-G兩步法考察變量間的協整關系。直接回歸后的結果顯示兩個DW值均較低，需要進行自相關修正，自相關修正后的結果顯示DW值得到改善，表明從統計上已消除了殘差自相關?；貧w顯示，在1979—2010年期間，中國的出口和進口分別對中國FDI有顯著影響，呈現正相關。模型擬合較好，R2和調整的R2比較高，F值統計顯著，各系數都通過了顯著性檢驗。為了檢驗是否存在協整關系，還要考查自相關修整后的方程殘差是否平穩。同樣進行ADF檢驗，結果見表四。結果發現它們均在1%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設，表明殘差序列是平穩的，中國對外出口和中國進口和中國對外直接投資之間存在顯著的協整關系。殘差自相關后的協整關系如下：LNFDI=-6.02+1.24LNEX+[AR(1)=0.43]LNFDI=-6.89+1.36LNIM+[AR(1)=0.40]根據得出的協整方程可知，中國對外直接投資分別與出口、進口之間具有顯著正相關性。4、Granger非因果關系檢驗結果具有協整關系只是意味著兩者之間存在長期均衡關系，并不能說明兩者之間有因果關系。經濟研究的一個重要目標就是確定經濟變量之間的因果關系。本文利用格蘭杰非因果關系檢驗中國對外直接投資與出口、進口之間的關系。本文選取了4個滯后期，檢驗結果見表五。由表五可知，檢驗結果較為一致，我國的出口、進口都是中國對外直接投資變化的格蘭杰原因，而中國對外直接投資不是進出口變化的格蘭杰原因。

四、結論分析

1、中國的出口與對外直接投資之間存在著長期均衡關系，出口是對外直接投資變化的原因。首先，這是已經被多數發達國家和發展中國家對外投資的事實證明了的：出口是對外投資的先導，當出口發展到一定階段時，對外直接投資就成為一種必然。就投資主體的企業而言，它的國際化階段也是從出口開始的，當產品在國際市場上有利可圖時，企業才會進一步考慮對外直接投資。其次，中國對外出口的擴大，已經遇到了越來越多的貿易壁壘，再加上國內生產成本的上升，企業為了在國際市場上保有競爭力，需要積極對外直接投資以規避貿易壁壘對企業的影響。最后，中國的“走出去”戰略是我國經濟發展的必然要求，政府提出這一戰略并提供了好的經濟政策，這必（責任編輯：祁彩云）將大大推動我國對外直接投資的發展。

2、中國的進口與對外直接投資之間存在長期均衡關系，進口是對外直接投資變化的原因。隨著我國經濟的發展，對能源和資源的需求日益增加，越來越需要世界其他國家或地區的能源供應。國家為了獲取更多的能源和資源儲量，提高自己的抗風險能力，降低成本，擴大規模收益，制定了鼓勵企業海外直接投資的相關政策，在這些政策的推動下，我國的能源類企業開始大規模的對外投資。本文所得出的結論表明我國的對外投資表現出了資源導向型的特征。

3、中國的對外直接投資不是進出口變化的原因，對進出口的替代或促進作用不明顯。首先，這可能與我國的對外投資規模有關，我國的對外投資規模雖有大幅度上升，但是和對外貿易規模相比，我國的對外直接投資才剛剛起步，再加上對外直接投資對進出口促進作用的滯后，導致它對進出口的促進作用還沒有明顯的顯示出來。其次，中國的對外直接投資企業規模小，產業層次低，沒有核心技術，而我國的貿易比較優勢是勞動力，這就很難帶動我國出口的大幅度增加。最后，隨著我國對外投資規模的增大，跨國企業的技術優勢顯現，對外投資對進出口的刺激作用在將來一定會逐漸發揮出來。