中國中部地區(qū)國際貿(mào)易與IFDI關(guān)系的實(shí)證分析

田文舉 賈天明

一、引言和文獻(xiàn)回顧

聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議（貿(mào)發(fā)會(huì)議）于2012年發(fā)布的《全球投資趨勢預(yù)測》指出，中國繼2003年之后再次超過美國成為全球最大外國直接投資流入（inflowing foreign direct investment，IFDI）的目的地。與此同時(shí)，中國國際貿(mào)易也有迅速發(fā)展，兩者之間具有明顯的同步性和相關(guān)性，這引起學(xué)者們對(duì)兩者關(guān)系的探索。本文擬以“長期”作為時(shí)間跨度對(duì)中國中國中部地區(qū)的國際貿(mào)易和IFDI兩者之間的關(guān)系進(jìn)行重新檢驗(yàn)，研究該地區(qū)國際貿(mào)易和IFDI在長期內(nèi)存在怎樣的相互關(guān)系。

相關(guān)的研究表明，外國直接投資與國際貿(mào)易之間主要存在三種關(guān)系：相互替代關(guān)系、相互補(bǔ)充關(guān)系和相互融合關(guān)系。

（1）相互替代關(guān)系。Robert A.Mundell（1957）在H-O模型基礎(chǔ)上，采用靜態(tài)分析方法，運(yùn)用兩個(gè)國家、兩種生產(chǎn)要素以及兩種商品分析框架，假設(shè)兩國之間存在貿(mào)易壁壘，且廠商始終沿著特定的軌跡（即所謂的Rybczynski線）實(shí)施對(duì)外直接投資，得出了以下結(jié)論：外國直接投資會(huì)完全替代投資國出口貿(mào)易，當(dāng)兩個(gè)國家的要素稟賦和技術(shù)水平相接近時(shí)，這種替代效應(yīng)會(huì)尤為明顯。Buckley和Casson（1976）從交易成本的角度出發(fā)，如果跨國公司在投資國設(shè)立子公司，這種方式會(huì)降低內(nèi)部交易成本，從而替代外部市場的交易行為，也得出外國直接投資與國際貿(mào)易之間存在替代關(guān)系。Pfaffermayr（1996）和Head and Ries（2001）從實(shí)證的角度采用面板數(shù)據(jù)分別分析了奧地利和日本相關(guān)行業(yè)FDI與國際貿(mào)易的關(guān)系，得出FDI與國際貿(mào)易存在明顯的互補(bǔ)關(guān)系。

（2）相互補(bǔ)充關(guān)系。20實(shí)際80年代后，國家間的貿(mào)易已不再是簡單的商品交換和單向資本流動(dòng)，而是技術(shù)、資本、管理等多要素的流動(dòng)，Robert A.Mundell的傳統(tǒng)分析框架已經(jīng)不能解釋國際貿(mào)易與投資中出現(xiàn)的新問題，Markuson（1983）在Mundell的基礎(chǔ)上，利用要素比例模型揭示了商品貿(mào)易和要素流動(dòng)之間的關(guān)系，提出了新的互補(bǔ)性關(guān)系，如果商品貿(mào)易和要素流動(dòng)之間是“合作的”關(guān)系，那么他們商品的貿(mào)易和生產(chǎn)要素流動(dòng)體現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系，反之為替代關(guān)系。但是最有影響力的是日本學(xué)者小島清（1987）提出的FDI與國際貿(mào)易之間存在互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型。他指出，為了使東道國能充分利用技術(shù)要素，投資國將會(huì)對(duì)東道國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資，從而促進(jìn)了東道國比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造出新的貿(mào)易機(jī)會(huì)，使兩個(gè)國家間的貿(mào)易規(guī)模變大，擴(kuò)大了國際貿(mào)易的規(guī)模總量。因此，外國直接投資與國際貿(mào)易之間是一種互相補(bǔ)充互相促進(jìn)的關(guān)系。

（3）相互融合關(guān)系。FDI與國際貿(mào)易具有相互融合關(guān)系，最早見于Patrie（1994）年的研究，他根據(jù)激發(fā)直接投資的動(dòng)機(jī)不同將直接投資劃分為三類：市場導(dǎo)向型直接投資、生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資、貿(mào)易促進(jìn)型直接投資，其中市場導(dǎo)向型直接投資可能可以替代貿(mào)易，而其他兩類可以促進(jìn)國際貿(mào)易的開展，激發(fā)直接投資的動(dòng)機(jī)不同，貿(mào)易與投資的關(guān)系也不同。

關(guān)于外國直接投資與我國進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，我國許多學(xué)者也進(jìn)行了相關(guān)的研究。陳繼勇，秦臻（2006）在運(yùn)用貿(mào)易引力模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合混合回歸分析、橫截面分析兩種方法，得出了以下結(jié)論：外國直接投資對(duì)中國商品進(jìn)出口的增長均存在長期且顯著的促進(jìn)作用，但是，這種促進(jìn)作用存在時(shí)滯。李海波（2008）借鑒新古典貿(mào)易理論中的特定要素模型的分析方法，對(duì)外國直接投資國際貿(mào)易的影響進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：在順差部門，F(xiàn)DI與國際貿(mào)易呈互補(bǔ)關(guān)系，逆差部門呈替代關(guān)系。焦知岳，黃惠英（2008）的實(shí)證研究結(jié)果表明，外國直接投資對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易具有長期的促進(jìn)作用，并且外國直接投資和我國進(jìn)出口貿(mào)易之間的關(guān)系由短期偏離向長期均衡的調(diào)整速度很快。鐘曉君（2009）運(yùn)用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，對(duì)我國FDI與進(jìn)出口貿(mào)易之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了動(dòng)態(tài)研究，得出FDI對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易具有的促進(jìn)作用。

以上的研究對(duì)探索國際貿(mào)易和IFDI之間的關(guān)系提供了有益的借鑒，不僅提出了在各種經(jīng)濟(jì)條件下的理論，而且應(yīng)用實(shí)證的方法證明了有關(guān)理論所闡述的觀點(diǎn).但是現(xiàn)有研究實(shí)際上大多存在三點(diǎn)不足：第一，只是對(duì)國際貿(mào)易和IFDI短期關(guān)系進(jìn)行考察，未能將兩者之間的關(guān)系置于“長期”內(nèi)進(jìn)行探索，國際貿(mào)易和IFDI能否在一個(gè)較長時(shí)期內(nèi)構(gòu)成“貿(mào)易投資一體化”的關(guān)系不得而知；第二，關(guān)于IFDI對(duì)國際貿(mào)易的影響分析大多采用了當(dāng)年的流量數(shù)據(jù)，忽略了前期（t）IFDI對(duì)以后各期（t+1，t+2，…..）國際貿(mào)易的持續(xù)影響，從而由此而產(chǎn)生的IFDI的存量數(shù)據(jù)對(duì)國際貿(mào)易的影響未能反映在模型之中；第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)中，對(duì)新息沖擊所導(dǎo)致的內(nèi)生變量的目前值和未來值影響未做預(yù)測?；谝陨涎芯康牟蛔愫腿毕?，本文以協(xié)整檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法進(jìn)行完善性的研究。

二、方法與數(shù)據(jù)

為了研究國際貿(mào)易與IFDI之間的長期關(guān)系，本文以協(xié)整理論為基礎(chǔ)進(jìn)行建模，首先必須對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和動(dòng)態(tài)測算。

1、單位根檢驗(yàn)。采用ADF（Augmented Dickey-Full）檢驗(yàn)法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。假設(shè)序列yt服從p階自回歸過程。檢驗(yàn)方程為

其中c為常數(shù)項(xiàng)、δt為趨勢項(xiàng)。作假設(shè)檢驗(yàn)為H0：λ=0；H1：λ<0。如果接受原假設(shè)則說明序列yt沒有單位根。方程中加入p個(gè)滯后項(xiàng)，是為了使殘差項(xiàng)εt成為白噪聲。對(duì)于非平穩(wěn)序列，還需檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)性，如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱它是n階單整的，記作I（n）。而變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

2、協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)于服從I（1）過程的變量的協(xié)整檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸系數(shù)的Johansen檢驗(yàn)，Johansen提出了一種在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計(jì)來檢驗(yàn)多變量間協(xié)整關(guān)系的方法，即Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，這里我們采用后者進(jìn)行分析對(duì)IFDI和貿(mào)易變量進(jìn)行回歸。

3、格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)是在考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時(shí)采取的辦法：先估計(jì)當(dāng)前的y值被其自身滯后值所能解釋的程度，然后驗(yàn)證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰成因（Granger Cause），此時(shí)x的滯后期系數(shù)只有明顯的統(tǒng)計(jì)顯著性。一般的，還應(yīng)該考慮問題的另一方面，即序列y是否是x的格蘭杰成因。

4、脈沖響應(yīng)函數(shù)。在實(shí)際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對(duì)變量作任何先驗(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響如何，而是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）。

本文選取中國實(shí)際利用外國直接投資額及其進(jìn)出口貿(mào)易額作為實(shí)證檢驗(yàn)對(duì)象，將數(shù)據(jù)的時(shí)間序列長度定為1992---2011年，數(shù)據(jù)單位為億美元，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。令CIFDI、CEX、CIM分別代表中國中部外國直接投資流入、中部出口貿(mào)易和中部進(jìn)口貿(mào)易額，由于對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換不會(huì)改變數(shù)據(jù)的特征，卻能使數(shù)據(jù)趨勢線形化并一定程度上消除時(shí)間序列中的異方差，因此本文在實(shí)證分析時(shí)采用各變量的對(duì)數(shù)值，分別表示為LnCIFDI、LnCEX、LnCIM，取對(duì)數(shù)后數(shù)據(jù)作為時(shí)間序列。

本文以我國1992--2011年的數(shù)據(jù)為分析樣本，從國際貿(mào)易與IFDI的數(shù)量角度出發(fā)，對(duì)外商投資企業(yè)的歷年進(jìn)出口額與IFDI的關(guān)系做出分析。本文采用的實(shí)證分析方法以協(xié)整檢驗(yàn)為基礎(chǔ)主，說明變量之間是否存在一種長期均衡關(guān)系；之后，IFDI的單位變化如何通過其內(nèi)在聯(lián)系引起對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的擾動(dòng)，就需要建立VAR模型對(duì)LnCIFDI、LnCEX、LnCIM之間的關(guān)系作脈沖響應(yīng)分析并最終確定各變量之間的長期關(guān)系。

三、實(shí)證分析結(jié)果

（一）ADF單位根檢驗(yàn)

表1 中部 LnCIFDI、LnCIM、LnCEX序列A DF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

如表1所示，LnCIFDI、LnCIM、LnCEX一階差分序列的ADF檢驗(yàn)值均小于1%檢驗(yàn)水平的臨界值，所以LnCIFDI、LnCIM、LnCEX一階差分序列都是平穩(wěn)序列，并且取得一階單整。為對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)提供了必要條件。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：***，**，*分別表示在 10%、5%、1%水平上顯著。

為了考察時(shí)間序列之間是否確切存在協(xié)整關(guān)系，繼續(xù)對(duì)協(xié)整回歸方程（1）-（4）的回歸殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所用方法仍然是ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

表2 殘差序列A DF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（三）格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

以中國中部地區(qū)1992—2011年期間的進(jìn)口額、出口額的數(shù)據(jù)樣本與IFDI作格蘭杰檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表3 外商投資格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從表3來看，以上四條假設(shè)只有進(jìn)口不是引起IFDI的原因被拒絕，即進(jìn)口是引起IFDI的原因。

以中部1992—2011年的進(jìn)口額、出口額的數(shù)據(jù)樣本與IFDI作格蘭杰檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 中部進(jìn)口額、出口額與東部IFDI格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（四）脈沖響應(yīng)分析：中部總進(jìn)口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進(jìn)口、出口、IFDI均是I（1）序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)前提，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表5 滯后階數(shù)判斷結(jié)果

首先確定最大滯后階數(shù)。建立三者的VAR模型，對(duì)序列進(jìn)行VAR模型估計(jì)，選擇最大滯后階數(shù)為3.得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表5所示：

由表5可知，5個(gè)準(zhǔn)則選出來的滯后階數(shù)為1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為1階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC模型的滯后階數(shù)為0階。

（五）Johansen協(xié)整檢

考慮LnCIFDI、LnCIM、LnCEX是否存在協(xié)整關(guān)系。下面進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得到協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表6所示：

表6 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，2個(gè)原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明在0.05顯著水平下有2個(gè)協(xié)整關(guān)系。

考慮到實(shí)際意義，我們選擇第一個(gè)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行分析。建立向量誤差修正模型，對(duì)向量誤差修正模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)分析結(jié)果表7所示。

表7 LnCIFDI對(duì)LnCIM、LnCEX、LnCIFDI的脈沖響應(yīng)分析

由表7可以看出，外國直接投資對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就達(dá)到了最大值0.46374，之后正效應(yīng)有減弱趨勢，但是仍然維持在較高水平。外國直接投資對(duì)于進(jìn)口貿(mào)易的標(biāo)準(zhǔn)差，除第一期效應(yīng)為0外，其它各期都為正效應(yīng)，呈現(xiàn)逐期上升趨勢，其經(jīng)濟(jì)含義為外國直接投資有利于我國中部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。外國直接投資對(duì)于出口貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)呈現(xiàn)波動(dòng)性，首先在第一期為0的基礎(chǔ)上，第二期就達(dá)到了最大值0.069115，之后正效應(yīng)一直持續(xù)到第五期，從第六期開始，外國直接投資對(duì)出口貿(mào)易呈負(fù)效應(yīng)，且負(fù)效應(yīng)逐期加強(qiáng)，這表明IFDI對(duì)出口貿(mào)易即存在積極的正向影響又存在消極的負(fù)向影響。

四、結(jié)論與研究的改進(jìn)方向

本文在前人理論和實(shí)證的基礎(chǔ)上，運(yùn)用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)我國中部地區(qū)1992—2011年期間外國直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系納入統(tǒng)一框架中進(jìn)行了動(dòng)態(tài)研究。在以上分析基礎(chǔ)上，可以得出以下一些結(jié)論和政策建議。

第一，由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對(duì)中國中部地區(qū)的出口貿(mào)易由開始的正效應(yīng)隨著時(shí)間的推移轉(zhuǎn)化成了負(fù)效應(yīng)。原因可歸于以下兩個(gè)方面：一方面外資的流入帶來了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)產(chǎn)生了技術(shù)外溢，提高了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)了中部地區(qū)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和國際知名度，從而擴(kuò)大出口，隨著出口的增加國際收支的改善，收入增加，帶動(dòng)了當(dāng)?shù)貎?nèi)需的增加，從而間接減少了出口；另一方面隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，勞動(dòng)力成本會(huì)相應(yīng)提高，如此提高了產(chǎn)品的生產(chǎn)成本，原本依靠價(jià)格優(yōu)勢出口的產(chǎn)品失去了國外競爭力，從而出口也會(huì)下降。

第二，從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡我們可以看到，外國直接投資對(duì)我國中部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易有長期促進(jìn)作用。原因同樣可以歸結(jié)為兩個(gè)方面，一個(gè)方面是外商選擇在中部地區(qū)投資的一個(gè)重要原因是當(dāng)?shù)亓畠r(jià)的原材料和勞動(dòng)力，因此投資多集中在資源消耗型為主的行業(yè)領(lǐng)域，這些領(lǐng)域需要大量進(jìn)口企業(yè)相關(guān)設(shè)備、原材料和技術(shù)，導(dǎo)致進(jìn)口明顯增加，同時(shí)，當(dāng)?shù)卣疄槲赓Y不斷的加強(qiáng)相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，投入了大量的資金，資金投入的一大部分用在了設(shè)備、原材料和技術(shù)的引進(jìn)上，因而間接地促進(jìn)了進(jìn)口的增加；另一方面，對(duì)于相對(duì)落后的中部地區(qū)來說，基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)相比東部持續(xù)的時(shí)間要長，因而相關(guān)設(shè)備、原材料和技術(shù)的引進(jìn)是一個(gè)不斷積累的過程，出現(xiàn)了外資對(duì)中部地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易的正效應(yīng)隨時(shí)間加強(qiáng)的趨勢。

第三，因此，為了更好的發(fā)揮外資對(duì)西部地區(qū)國際貿(mào)易的作用，優(yōu)化國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)，可采取以下措施：①加強(qiáng)工業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，完善工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，為外企提供良好的投資環(huán)境，擴(kuò)大外資投資領(lǐng)域；②充分利用IFDI流入過程中產(chǎn)生的知識(shí)和技術(shù)外溢，學(xué)習(xí)外資企業(yè)先進(jìn)的科學(xué)知識(shí)和管理理念，提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率和自主創(chuàng)新能力，增強(qiáng)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的市場競爭力；③借鑒東部地區(qū)先進(jìn)的引資理念和策略，充分利用好外資企業(yè)促進(jìn)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級(jí)，增強(qiáng)西部出口企業(yè)出口產(chǎn)品的附加值和競爭力，創(chuàng)造條件吸引相關(guān)人才和技術(shù)的流入。

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