李振 沈言言

摘要：江蘇省作為我國開放型經(jīng)濟大省和經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，對外直接投資與對外貿(mào)易發(fā)展迅速。基于已有相關(guān)研究，選取江蘇省1992—2014年對外直接投資及對外貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、多元回歸等方法，對江蘇省對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系進行實證研究。結(jié)果表明，江蘇省進出口貿(mào)易對對外直接投資有顯著影響，出口與對外直接投資表現(xiàn)為替代關(guān)系、進口與對外直接投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，外貿(mào)進口對江蘇省對外直接投資的貢獻大于出口。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；對外貿(mào)易；協(xié)整檢驗

中圖分類號：F830 文獻標(biāo)識碼：A文章編號：2095-3283（2016）06-0059-04

近年來，在全球?qū)ν馔顿Y總體趨勢放緩的背景下，中國對外投資發(fā)揮的積極作用凸顯。隨著我國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力、自身規(guī)模的壯大及國際經(jīng)營能力的提升，中國對外投資的規(guī)模不斷擴大。2014年中國對外直接投資額達1029億美元，首次突破千億美元，未來幾年，在“走出去”和“一帶一路”戰(zhàn)略引領(lǐng)下，中國將逐步由“商品輸出”過渡到“資本輸出”的發(fā)展新階段，對外直接投資對我國經(jīng)濟的發(fā)展將產(chǎn)生越來越重要的影響。

改革開放以來，江蘇省對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進出口貿(mào)易總額從1992年的6962億美元增加到2014年的563762億美元，無論是貿(mào)易規(guī)模還是增速在全國均處于領(lǐng)先地位。盡管江蘇省對外直接投資與對外貿(mào)易發(fā)展水平差距明顯，但對外直接投資額已從1992年的187萬美元增加到2014年的721571萬美元，年均增長146%，在全國各省區(qū)市中處于領(lǐng)先水平。江蘇的對外貿(mào)易與對外直接投資都呈現(xiàn)快速發(fā)展的態(tài)勢。對外貿(mào)易與對外直接投資是促進一國經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，兩者之間存在密切關(guān)系，因此，對對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系進行實證分析具有重要現(xiàn)實意義。

一、研究綜述及結(jié)論

國內(nèi)學(xué)者對對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系進行了相關(guān)研究。張如慶（2005）的研究表明中國的對外直接投資與出口和進口都只有單向的因果關(guān)系，即進口和出口是對外直接投資變化的原因，而對外直接投資卻不是進口和出口變化的原因，他認(rèn)為中國對外直接投資與對外貿(mào)易的促進或替代效應(yīng)都不太明顯，原因可能在于這一時期中國的對外直接投資規(guī)?？傮w較小，而對外貿(mào)易增長的速度很快；謝杰、劉任余（2011）使用空間計量經(jīng)濟學(xué)方法對對外貿(mào)易與對外直接投資的關(guān)系進行研究，認(rèn)為兩者存在著直接互補效應(yīng)，另外我國針對不同地區(qū)的投資具有空間上的互補效應(yīng)；喬晶、胡兵（2015）分析認(rèn)為，2005—2009年我國對外直接投資對出口存在穩(wěn)健的促進效應(yīng)，并認(rèn)為隨著生產(chǎn)銷售型對外直接投資規(guī)模擴大，可能會與出口存在替代效應(yīng)；張春萍（2012）根據(jù)我國對不同國家的對外直接投資與進出口貿(mào)易的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證研究，認(rèn)為我國對外直接投資對進出口具有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，且對不同類型國家的對外直接投資，創(chuàng)造效應(yīng)的強度存在差異；柴慶春、胡添雨（2012）通過我國對東盟和歐洲投資差異性的考察，也證明我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)存在區(qū)域不同，對發(fā)展中國家的投資屬于獲取資源型，對發(fā)達地區(qū)的投資則為了繞開貿(mào)易壁壘；蔣冠宏、蔣殿春（2014）研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資總體上促進了出口，但不同類型的對外直接投資出口效應(yīng)存在不同，其中商服貿(mào)易類投資出口效應(yīng)最為顯著。

對外直接投資本身體現(xiàn)了兩國或兩地區(qū)的貿(mào)易聯(lián)系，一般認(rèn)為兩國貿(mào)易聯(lián)系越緊密，對外直接投資相應(yīng)越多。在衡量貿(mào)易聯(lián)系時，進出口貿(mào)易額是比較合理的指標(biāo)。

1出口與對外直接投資。當(dāng)存在貿(mào)易障礙時會促進資本的跨國流動，而當(dāng)資本的跨國流動受到阻礙時會促進對外貿(mào)易的發(fā)展。以靜態(tài)觀點進行分析，一種產(chǎn)品既可以通過貿(mào)易，也可以通過投資進入另一國市場。選擇進行貿(mào)易就替代了投資，這種替代效應(yīng)在兩國具有相同的生產(chǎn)函數(shù)時更為明顯。另外，對外直接投資一般表現(xiàn)為先有市場，隨著出口規(guī)模的擴大，投資主體就會考慮在海外建立自己的產(chǎn)品銷售子公司，當(dāng)市場成熟后，投資主體就會進行海外直接投資，在東道國建立海外生產(chǎn)制造基地，從而用對外直接投資替代對東道國的出口。同時出口水平也間接反映東道國的市場規(guī)模，東道國從母國進口越多，則表明其市場規(guī)模和購買力越強。因此，從對外直接投資的發(fā)展階段來看，對外直接投資與對外貿(mào)易有著替代和創(chuàng)造兩種不同的效用。如果是貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，則出口與對外直接投資正相關(guān)，如果是貿(mào)易替代效應(yīng)，則出口與對外直接投資負(fù)相關(guān)。

2進口與對外直接投資。弗農(nóng)（RVernon，1966）將產(chǎn)品的生命周期劃分成三個階段，即新產(chǎn)品、成熟產(chǎn)品和標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品階段，認(rèn)為在世界區(qū)域范圍內(nèi)，某種產(chǎn)品所處生命周期階段的不同決定了其生產(chǎn)區(qū)位的不同，而跨國直接投資則是產(chǎn)地轉(zhuǎn)移的必然結(jié)果。這種跨國直接投資則會抑制技術(shù)創(chuàng)新國的出口貿(mào)易，但會進一步促進母國對東道國的進口貿(mào)易。同時由于對外直接投資也可能會給東道國和母國之間營造新的貿(mào)易機會，使原來的貿(mào)易規(guī)模擴大。跨國企業(yè)在海外進行直接貿(mào)易時，雖然會一定程度替代貿(mào)易，但往往也會同時創(chuàng)造對勞務(wù)和半成品的需求，進而使母國和東道國之間的貿(mào)易規(guī)模擴大。另外對外直接投資也會提升企業(yè)效率，降低生產(chǎn)成本，經(jīng)過東道國將產(chǎn)品返銷給母國以擴大母國進口。但母國的跨國企業(yè)在將生產(chǎn)設(shè)備向東道國轉(zhuǎn)移時，也會減少母國對生產(chǎn)所需原材料的進口。所以，若是反向進口效應(yīng)，則進口和對外直接投資存在正相關(guān)，若是進口轉(zhuǎn)移效應(yīng)，則進口與對外直接投資存在負(fù)相關(guān)。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型的構(gòu)建

以江蘇省進出口額作為解釋變量，將江蘇對外直接投資作為被解釋變量建立多元線性回歸模型，引入解釋變量江蘇省生產(chǎn)總值（GDP）衡量經(jīng)濟增長。為了降低異方差的影響，采用對數(shù)模型來研究各變量與江蘇省對外直接投資的關(guān)系，模型如下：

LNOFDIt=β0+β1LNEXt+β2LNIMt+β3LNGDPt+μt

在模型中，OFDIt表示第t年江蘇省對外直接投資，單位為萬美元；EX表示江蘇省對外出口額，單位為億美元；IM表示江蘇省進口額，單位為億美元；GDP表示江蘇省生產(chǎn)總值，單位為億元。

需要注意的是，雖然對線性模型取對數(shù)后能在一定程度上降低異方差對模型的影響，但同時要注意對數(shù)變換后變量的經(jīng)濟學(xué)含義需要從彈性系數(shù)的角度來觀察各個解釋變量對江蘇省對外直接投資的影響。

（二）數(shù)據(jù)收集

考慮到江蘇省對外直接投資的時間還較短，相關(guān)數(shù)據(jù)不完善，所以樣本區(qū)間設(shè)定在1992—2014年。選取江蘇省歷年統(tǒng)計年鑒中的中方協(xié)議投資額表示對外直接投資（OFDI），用江蘇省出口額（EX）、進口額（IM）表示對外貿(mào)易，用江蘇省生產(chǎn)總值（GDP）來度量經(jīng)濟增長和經(jīng)濟規(guī)模，而其他可能的因素對于模型的作用包含在隨機誤差項μt里，然后對模型進行實證分析，具體數(shù)據(jù)見表1。

三、實證分析

（一）ADF檢驗

本文采用Eviews80軟件進行分析。由于非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)很容易造成“偽回歸”現(xiàn)象，導(dǎo)致檢驗結(jié)果中t、F、R2統(tǒng)計量失效。因此對經(jīng)濟變量進行回歸分析前，首先進行ADF檢驗來分析數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。同時，采用赤池信息準(zhǔn)則（AIC準(zhǔn)則）和施瓦茲準(zhǔn)則（SC準(zhǔn)則）來確定滯后期，檢驗結(jié)果如表2。

LNOFDI、LNEX、LNIM、LNGDP的ADF統(tǒng)計值全部大于10%臨界值，所以LNOFDI、LNEX、LNIM、LNGDP是非平穩(wěn)時間序列。但是△LNOFDI、△LNEX、△LNIM、△LNGDP的ADF統(tǒng)計值全部小于5%臨界值，則LNOFDI、LNEX、LNIM、LNGDP是一階單整的，即是I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個序列滿足單整階數(shù)相同且存在協(xié)整關(guān)系，則這兩個非平穩(wěn)序列之間就存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，從而可有效避免偽回歸問題。因此，進一步采用協(xié)整檢驗分析變量之間的關(guān)系，檢驗結(jié)果如下表3。

由多變量協(xié)整關(guān)系檢驗可知，LNOFDI與LNEX、LNIM、LNGDP之間均存在長期穩(wěn)定關(guān)系。所以回歸的結(jié)果可信，由OLS法所得江蘇省對外直接投資與進出口及生產(chǎn)總值關(guān)系的最終模型為：

LNOFDI=-2674-450*LNEX+396*LNIM+419*LNGDP

從模型結(jié)果可以看出，江蘇省出口EX每增長1個百分點，江蘇省對外直接OFDI就會下降45個百分點。說明江蘇省出口與對外直接投資負(fù)相關(guān)，二者存在替代關(guān)系；江蘇省進口每增加1個百分點，對外直接投資OFDI會增加396個百分點，說明江蘇省進口與對外直接投資OFDI正相關(guān)，二者存在互補關(guān)系；另外，江蘇省生產(chǎn)總值GDP每增加1個百分點，對外直接投資OFDI會增加419個百分點。說明江蘇省生產(chǎn)總值GDP對對外直接投資OFDI有顯著的促進作用且呈正相關(guān)。下面進一步基于VAR模型的方差分解分析各解釋變量對江蘇省對外直接投資貢獻度。

（三）基于VAR模型檢驗的方差分解

1VAR模型平穩(wěn)性檢驗

由于方差分析必須要求VAR模型是穩(wěn)定的，在上述分析的基礎(chǔ)上對LNOFDI和LNEX、LNIM、LNGDP進行了VAR模型的穩(wěn)定性進行估計，并對VAR模型的結(jié)果進行檢驗，發(fā)現(xiàn)VAR模型的全部特征值的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，則VAR模型是穩(wěn)定的，檢驗結(jié)果如下圖1。

2方差分解

采用方差分解來考察江蘇省對外直接投資與進口、出口、GDP之間相互影響的程度，方差分解結(jié)果見表4。

由表4可知，對比GDP變化對OFDI的貢獻及OFDI對自身的影響，可以得出GDP變化對OFDI的貢獻剛開始迅速上升，隨著時間的推移貢獻率逐漸下降，最終穩(wěn)定在17%左右，表明政府“走出去”戰(zhàn)略在短期會顯著促進對外投資的發(fā)展，證明了政策的有效性。長期來看，企業(yè)會受到國際經(jīng)營能力、創(chuàng)新能力及自身實力的約束，這一點從OFDI受到自身影響大于GDP所帶來的影響也得到印證。

對比進出口變化沖擊對OFDI的貢獻，可以看出進口對OFDI貢獻要遠大于出口對OFDI的影響，表明江蘇省對外直接投資主要表現(xiàn)為資源尋求型，另外，從企業(yè)自身來講，為了降低成本以及消除市場的外部性，越來越多的企業(yè)實施國際一體化戰(zhàn)略，這也是進口對江蘇省OFDI貢獻大于出口的一個原因。

四、結(jié)論與對策

通過對江蘇省對外直接投資OFDI與進口和出口的多元回歸分析，以及對江蘇省對外直接投資、出口、進口之間的方差分解分析，得出以下結(jié)論：

第一，江蘇省對外直接投資與出口存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為替代關(guān)系。原因在于，江蘇省作為我國的外向型經(jīng)濟大省，對外投資和生產(chǎn)具有一定的規(guī)模，采用“就地生產(chǎn)，就地銷售”的模式勢必會減少投資國的出口。這與企業(yè)國際化階段理論相符。當(dāng)企業(yè)在東道國出口具有一定影響力和市場，并對東道國市場有所了解后，便會從出口轉(zhuǎn)向在東道國進行直接投資。另外，隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴大，遭到東道國政府設(shè)置的貿(mào)易壁壘限制不斷增多，江蘇省對外直接投資一個很重要的特征就是為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進行的“補償投資”。

第二，江蘇省對外直接投資與進口正相關(guān)，表現(xiàn)為互補關(guān)系，并且其貢獻要大于出口。原因在于隨著江蘇省經(jīng)濟的迅速發(fā)展，越來越多的生產(chǎn)性戰(zhàn)略資源進口制約著江蘇省經(jīng)濟的發(fā)展，尤其在有色和黑色金屬礦產(chǎn)資源及森林資源等方面極其匱乏，因而促進了資源尋求型的對外直接投資。另外，從企業(yè)自身來講，為了降低進口原料、半成品的成本以及消除市場的外部性，越來越多的企業(yè)實施一體化戰(zhàn)略，這也促進了對外直接投資。此外，江蘇省生產(chǎn)總值也是對外直接投資的一個重要影響因素。

根據(jù)江蘇省當(dāng)前的貿(mào)易戰(zhàn)略，政府相關(guān)部門需要重視對外直接投資的作用，積極實施能夠產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造和互補效應(yīng)的優(yōu)惠政策，鼓勵企業(yè)通過“走出去”進行對外直接投資來加快自身國際化步伐，以對外投資促進貿(mào)易，在國際激烈的競爭中掌握主動權(quán)。

[參考文獻]

[1]張如慶中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析[J]世界經(jīng)濟研究，2005（3）：23-27.

[2]謝杰，劉任余基于空間視角的中國對外直接投資的影響因素與貿(mào)易效應(yīng)研究[J]國際貿(mào)易問題，2011（6）：66-74.

[3]喬晶，胡兵對外直接投資如何影響出口——基于制造業(yè)企業(yè)的匹配倍差檢驗[J]國際貿(mào)易問題，2015（4）：126-136.

[4]張春萍中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[J]數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012（6）：74-85.

[5]柴慶春，胡添雨中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于對東盟和歐盟投資的差異性的考察[J]世界經(jīng)濟研究，2012（6）：64-69，89.

[6]蔣冠宏，蔣殿春中國企業(yè)對外直接投資的“出口效應(yīng)”[J]經(jīng)濟研究，2014（5）：160-173.

[7]唐禮智，章志華中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[J]統(tǒng)計與決策，2015（11）：145-147.

[8]王勝，田濤，謝潤德中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[J]世界經(jīng)濟研究，2014（10）：80-86，89.

（責(zé)任編輯：張彤彤）