對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究①—— 以湖南經(jīng)濟(jì)為例

湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院商學(xué)部 李良新

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，對外投資日益重要，對理論的需求日益迫切。對國際直接投資與國際貿(mào)易與之間關(guān)系的正式研究是由Robert.A.Mundell(1957)最先開展的，其提出是提出了貿(mào)易與投資的替代模型；K.Kojima(1977)的工作是將國際貿(mào)易與國際投資統(tǒng)一，推導(dǎo)出了國際直接投資與國際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型。Bhagwati等(1987)從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā)，指出彼此之間采取貿(mào)易保護(hù)措施的威脅和化解這種威脅的努力會產(chǎn)生補(bǔ)償投資。Markuson 和Svensson(1985)則是利用要素比例模型揭示了商品貿(mào)易和要素流動之間的相互關(guān)系，指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性，其關(guān)系依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間的合作關(guān)系如何，如果是合作關(guān)系，則商品的貿(mào)易和生長要素的流動將產(chǎn)生一種互補(bǔ)關(guān)系，否則，則表現(xiàn)為一種替代關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者楊迤(2000)在對我國對外直接投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，通過建立回歸模型表明外商直接投資對促進(jìn)我國工業(yè)制成品出口有重要作用。江小涓(1999)研究表明，DIF能夠促使東道國從消費型進(jìn)口轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)型進(jìn)口。還有的學(xué)者應(yīng)用Granger非因果檢驗、協(xié)整分析和誤差修正模型、因素分析法、績效或貢獻(xiàn)度分析法等多種方法對我國外商直接投資和對外貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，研究大多顯示我國外商直接投資是推進(jìn)我國對外貿(mào)易增長的一個重要因素。但國內(nèi)的實證分析大多集中我國外商直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系上，而我國對外直接投資與對外貿(mào)易的實證分析很少有人研究，本文試圖彌補(bǔ)國內(nèi)在量化二者關(guān)系方面研究的不足。并且本文將依據(jù)分析結(jié)果，提出相關(guān)的政策建議。

1 分析數(shù)據(jù)選取

中國的改革開放歷史較短，我國及湖南省開展對外直接投資更晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺乏，樣本設(shè)定在1985~2005年之間.本文的所有數(shù)據(jù)均從《湖南統(tǒng)計年鑒》、《中國貿(mào)易年鑒》及《中國統(tǒng)計年鑒》得到。

2 分析結(jié)果

2.1 基本數(shù)據(jù)分析

(1)DIF與經(jīng)濟(jì)運行態(tài)勢

從數(shù)據(jù)可以看出，1995年到2000年，湖南企業(yè)對外投資由于剛剛起步，發(fā)展緩慢；2001年到2003年，湖南對外直接投資迅速發(fā)展，相對于前幾年上了一個新的臺階，但增長放緩；2004年以后，湖南對外直接投資進(jìn)一步增長，似乎又上一個臺階。2005年相對于2004年出現(xiàn)負(fù)增長。與此同時，可以看到，DIF與GDP的增長態(tài)勢基本相似：經(jīng)濟(jì)形勢較好時，DIF增長迅速，如1999~2001年；經(jīng)濟(jì)形勢惡化時，DIF的增長速度也相應(yīng)地放緩，甚至出現(xiàn)負(fù)增長，如2001~2003年。特別值得注意的是，2000年以前，湖南DIF增長的絕對額基本上是上升的；2000年以后，湖南DIF的增長速度和增長絕對額顯著放緩。如 2000~2001年DIF 增加了10億美元，而2001~2002年減少了0.1億美元，增長絕對額放緩了近10倍。

(2)DIF與對外貿(mào)易的運行軌跡

數(shù)據(jù)分析反映出DIF與湖南GDP、進(jìn)出口總額的比值在1985~2005年間基本上呈上升趨勢，尤其是1991年至1996年，DIF，GDP，T幾乎呈直線上升；1995~2000年DIF的值在14%上下小范圍波動，2000~2001年DIF的值急劇上升，而DIF的值從2001年起就開始呈下降趨勢。這說明DIF對湖南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)從1996年開始就有所下降，對我國進(jìn)出口的貢獻(xiàn)量從1995年開始停滯不前并在1996年呈急劇下降趨勢。

總而言之，外商直接投資的增長態(tài)勢與經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易的軌跡基本相似，這從一定程度上說明了DIF對我國經(jīng)濟(jì)增長和對外貿(mào)易的貢獻(xiàn)；但是在作DIF、GDP、T分析中我們也發(fā)現(xiàn)，從1995年開始，DIF對湖南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)開始下降，對進(jìn)出口的貢獻(xiàn)從1995年開始也停滯不前，并在1996年呈急劇下降趨勢。為了定量地測定DIF對經(jīng)濟(jì)增長、對外貿(mào)易的實際貢獻(xiàn)，并對1996年開始出現(xiàn)的DIF貢獻(xiàn)量下降的現(xiàn)象作出解釋，下文將建立經(jīng)濟(jì)計量模型并作計量檢驗與分析。

2.2 實證分析與結(jié)果

由于本文各變量的時間序列可能具有非平穩(wěn)性，因此，我們先對各變量進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗，若為非平穩(wěn)，我們將采用協(xié)整檢驗分析各變量之間的關(guān)系。最后對變量之間的關(guān)系進(jìn)行因果分析。

(1)單位根檢驗

為消除非平穩(wěn)的時間系列變量之間經(jīng)常發(fā)生偽回歸現(xiàn)象而造成結(jié)論失效，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別系列的平穩(wěn)性。在5%的顯著性水平下，除出口是2階單整外，其他都是一階單整。由于DIF，IM 和TotalTrade 都是同階單整，需要進(jìn)一步檢驗其協(xié)整關(guān)系以鑒別其是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，以有效避免偽回歸。出口EX與其他三變量之間不是同階單整，因而它們之間不存在協(xié)整關(guān)系。

(2)協(xié)整檢驗

根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個隨機(jī)系列滿足單整階數(shù)相同而且存在協(xié)整關(guān)系，那么這兩個非平穩(wěn)系列之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，這樣就可有效避免偽回歸問題。為此采用Johansen協(xié)整檢驗方法來考察。

Totaltrade， IMport，DIF都是一階單整，這里進(jìn)一步檢驗其協(xié)整關(guān)，Export是二階單整，不同階單整不存在協(xié)整關(guān)系不予檢驗。檢驗表明在5%顯著性水平上，不存在IM， TotalTrade，DIF之間的協(xié)整關(guān)系。即它們之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。不存在偽回歸問題。

(3)Granger 因果關(guān)系檢驗

經(jīng)濟(jì)研究的一個重要手段就是確定經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。Granger(1969)對隨機(jī)變量之間的因果關(guān)系作了可以檢驗的定義并提出了檢驗方法.由于Granger檢驗結(jié)果依賴于滯后期長度的變化，因此，在檢驗的過程中我們選取多個不同的滯后期. 這里選擇了6個不同的滯后期.

檢驗結(jié)果表明，湖南對外直接投資是對外貿(mào)易變化的原因，而對外貿(mào)易卻不是對外直接投資變化的原因.對外直接投資與貿(mào)易總量的回歸關(guān)系為：

T=8.62713857698*DIF+125.18035567 (1)可見對外直接投資對貿(mào)易總量的影響為正， 且統(tǒng)計顯著度達(dá)64.2%.

3 討論

3.1 結(jié)果討論

通過平穩(wěn)性及單位根檢驗我們可以了解數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，除出口是I(2)平穩(wěn)的外，其它都是I(1)平穩(wěn)的，這符合一般金融數(shù)據(jù)都是I(1)平穩(wěn)的慣例。而通過Granger因果實證檢驗，可以得出如下結(jié)論：

第一， 進(jìn)出口不是對外直接投資變化的原因；對外投資是進(jìn)出口變化的原因，只是在滯后小于兩年內(nèi)才有效。顯然對外直接投資在短期內(nèi)推動出口的增長。企業(yè)國際化是一個漸進(jìn)的過程，但是一旦投資在國外站穩(wěn)腳跟，出于成本考慮，所有原材料及勞動力傾向于從國外本地獲取，所以對本國出口的作用就會減弱。其次，隨著中國對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，為規(guī)避已經(jīng)存在的貿(mào)易壁壘而設(shè)立的關(guān)稅迫使對外直接投資相應(yīng)增多。最后，我國對外直接投資的迅速發(fā)展，不僅僅是政策推動的結(jié)果，同時也是市場機(jī)制及經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)揮作用的體現(xiàn)，是順應(yīng)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀需要。

第二， 雖不能證明湖南進(jìn)出口和對外直接投資之間的長期均衡關(guān)系，但Granger檢驗結(jié)果至少表明湖南對外直接投資是進(jìn)出口變化的原因。而且只有滯后兩到三年的對外直接投資才是進(jìn)口變化的原因。顯然，如果對外直接投資在國外產(chǎn)生一定規(guī)模，并且有利可圖，進(jìn)口該國原材料或半成品有利于提高國內(nèi)企業(yè)的競爭力導(dǎo)致從該國進(jìn)口增多。首先，可能是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，為保障我國資源長期、有效和穩(wěn)定的供應(yīng)而產(chǎn)生尋求資源型對外直接投資推動進(jìn)出口增長。其次，從微觀角度來看，隨著企業(yè)進(jìn)口原料、半成品的增多，也導(dǎo)致對外直接投資刺激進(jìn)出口增多。最后，隨著對外直接投資的增多，也促進(jìn)了貿(mào)易型的進(jìn)出口增多。這從中國企業(yè)跨國經(jīng)營總額中貿(mào)易型投資占60.5%可以看出。

第三， 湖南對外直接投資是進(jìn)口變化及貿(mào)易總變化的原因， 對貿(mào)易的替代或促進(jìn)作用相當(dāng)明顯。首先，這可能由于對外直接投資規(guī)模逐步增大對進(jìn)出口的推動作用進(jìn)一步顯現(xiàn)。其次，對外直接投資的快速增長，對貿(mào)易的推動作用增強(qiáng)?？梢灶A(yù)見，隨著湖南及我國對外直接投資規(guī)模的快速擴(kuò)大，對外直接投資對湖南進(jìn)出口貿(mào)易的影響會越來越大。有效利用對外直接投資拉動貿(mào)易的增長是湖南及中國必須應(yīng)對的趨勢。

3.2 結(jié)論及其意義

DIF與貿(mào)易基本呈現(xiàn)正相關(guān)，當(dāng)DIF迅速增長時，貿(mào)易發(fā)展較快。如1995年到2005年間，湖南貿(mào)易總量由1995年的243.7億元增長到了2005年的491.9億元。10年增長150%。而同期對外直接投資增長近900%，較快原因是對外直接投資是從無到有。當(dāng)DIF增長加快時，貿(mào)易的增長速度也隨之加快。

湖南對外直接投資對經(jīng)濟(jì)的具體影響有：提升產(chǎn)業(yè)競爭力;擴(kuò)大對外貿(mào)易發(fā)展；提升就業(yè)質(zhì)量與就業(yè)數(shù)量，優(yōu)化資源配置。

湖南企業(yè)對外直接投資發(fā)展已取得了可喜的成果，但依然存在許多問題與不足，既有政策方面的，也有企業(yè)自身的問題，資金及技術(shù)不足是兩大制約因素。

據(jù)統(tǒng)計，湖南對外項目投資大多規(guī)模較小，金額90% 在300萬美元以下。而創(chuàng)新能力不足、經(jīng)驗不多、資金不雄厚、自主知識產(chǎn)權(quán)少嚴(yán)重阻礙了湖南企業(yè)走出去。隨著資金及金融服務(wù)的快速到位，湖南企業(yè)對外直接投資會進(jìn)入一個較快的發(fā)展時期，對外投資帶動產(chǎn)品出口，開拓國際市場的作用日益重要。

[1]Mundell,R.A.,1957:《International trade and Factor Mobility》,《American Economic Review》,June PP.321-335.

[2]Bhagwati,Jagdish N.,etal,1987:《Quid Pro Quo Foreign Investment:A Political Economy Theoretical Model》,《Journal of Development Economics》,October 27,PP.127 138.

[3]Goldberg,Linda S,etal,1999:《International Trade and Factor Mobility:An Empirical Investigation》.NBER working pape.

[4]小島清(日).對外貿(mào)易論.周寶廉譯，南開大學(xué)出版社,1987(1).

[5]江小涓.利用外資與經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變[J].管理世界 1999(2).

[6]楊迤.外商直接投資對中國進(jìn)出口的影響的相關(guān)分析[J].世界經(jīng)濟(jì),2000(2).