中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究
——基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析

王長義，陳利霞

（1.山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014；2.山東建筑大學(xué)法政學(xué)院，山東濟(jì)南 250101）

【經(jīng)濟(jì)研究】

中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究
——基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析

王長義1，陳利霞2

（1.山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014；2.山東建筑大學(xué)法政學(xué)院，山東濟(jì)南 250101）

該文使用2005-2011年中國對東盟十國直接投資和進(jìn)出口的面板數(shù)據(jù)，對中國對東盟直接投資的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，中國對東盟直接投資與出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易間各自存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。長期看，中國對東盟直接投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)明顯。在中短期，盡管直接投資對出口有一定的擠出效應(yīng)，但促進(jìn)效應(yīng)更加明顯；盡管直接投資對進(jìn)口的影響不穩(wěn)定，但隨著時間推移，正向效應(yīng)增加。

對外直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易；面板協(xié)整；面板誤差修正模型

區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作是當(dāng)今世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要形式。在參與的區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作中，中國與東盟的經(jīng)濟(jì)合作是其重要的組成部分。2002年11月，中國與東盟簽署《中國與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，決定到2010年建成中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）。2009年8月，中國與東盟簽署《中國與東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議投資協(xié)議》，標(biāo)志著中國與東盟成功地完成了自由貿(mào)易區(qū)協(xié)議的主要談判。在CAFTA籌建和運(yùn)行的過程中，中國與東盟的雙邊貿(mào)易和投資都得到了快速的發(fā)展，中國成為東盟最大的貿(mào)易伙伴國和重要的投資市場，東盟則成為中國的第三大貿(mào)易伙伴和國外投資的第一大市場。那么，在CAFTA籌建和運(yùn)行過程中，中國對東盟的直接投資對其貿(mào)易有何影響？本文將對這一問題進(jìn)行研究。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于國際直接投資與國際貿(mào)易關(guān)系的研究一直是理論和實(shí)證研究爭論的焦點(diǎn)。理論研究方面，Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿(mào)易間是一種相互替代的關(guān)系[1]，而小島清（1978）的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論提出了國際直接投資與貿(mào)易間是一種互補(bǔ)關(guān)系[2]。Markuson和Svensson（1985）認(rèn)為要素流動與商品貿(mào)易間的關(guān)系是替代還是互補(bǔ)取決于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作”還是“非合作”，若是合作，二者是一種互補(bǔ)關(guān)系，若是非合作，則是一種替代關(guān)系[3]。實(shí)證研究方面，Jung Soo Seo和Chung-Sok Suh（2006）研究發(fā)現(xiàn)，韓國對東盟的直接投資有助于其對東盟的出口[4]。Miguel Fonseca等（2010）研究發(fā)現(xiàn)，直接投資和出口貿(mào)易間是一種替代關(guān)系[5]。Sel?uk Ko?和idris Sarisoy（2012）研究發(fā)現(xiàn)，一國無論是利用外商直接投資還是對外直接投資都會不同程度地促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的增加，但其影響程度和該國的發(fā)展水平有關(guān)[6]。張如慶（2005）對我國對外直接投資與進(jìn)出口之間的關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，進(jìn)出口是對外直接投資變化的原因，而對外直接投資不是進(jìn)出口變化的原因，對貿(mào)易的替代或促進(jìn)作用不明顯[7]。陳石清（2006）研究發(fā)現(xiàn)，我國對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響不顯著，二者間并不存在顯著的因果關(guān)系，并且二者間也不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系[8]。項(xiàng)本武（2009）研究發(fā)現(xiàn)，我國對外直接投資與出口及進(jìn)口均存在長期協(xié)整關(guān)系[9]。張春萍（2012）研究發(fā)現(xiàn)，我國對主要東道國（地區(qū)）的直接投資具有明顯的進(jìn)出口創(chuàng)造效應(yīng)，我國對資源豐裕類國家的直接投資具有最強(qiáng)的進(jìn)出口創(chuàng)造效應(yīng)，對發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的直接投資具有較強(qiáng)的進(jìn)出口創(chuàng)造效應(yīng)，對新興經(jīng)濟(jì)體及其他發(fā)展中國家的直接投資具有較強(qiáng)的出口創(chuàng)造效應(yīng)與較弱的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)[10]。

總體來看，上述已有研究存在以下不足：圍繞著我國對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的研究大多局限于中國整體層面，而具體到中國與東盟區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作中的直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的研究基本沒有涉及。鑒于此，本文在前人研究成果的基礎(chǔ)上，以中國對東盟直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響為研究對象，運(yùn)用面板協(xié)整模型、誤差修正模型等方法，實(shí)證分析中國對東盟的直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，以期為政府及有關(guān)機(jī)構(gòu)提供決策參考。

二、模型構(gòu)建與實(shí)證分析

（一）構(gòu)建實(shí)證模型

本文將分別檢驗(yàn)中國東盟直接投資對出口與進(jìn)口的長期影響，為此，分別以出口（EX）和進(jìn)口（IM）為因變量，以中國對東盟的直接投資（OFDI）為自變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。為此，構(gòu)建以下基本回歸模型：

其中，i表示橫截面?zhèn)€體，t表示觀測時期，α1、α2為模型的常數(shù)項(xiàng)，e1it、e2it為隨機(jī)誤差項(xiàng)，β1為直接投資對出口的影響系數(shù)，β2為直接投資對進(jìn)口的影響系數(shù)。若模型（1）和（2）的變量均服從面板單位根過程，且誤差項(xiàng)e1it～I(xiàn)(0)、e2it～I(xiàn)(0)，則模型（1）和（2）分別為協(xié)整模型。若系數(shù)β1（β2）為正，表示中國對東盟的直接投資是出口（進(jìn)口）創(chuàng)造型的，系數(shù)值越大，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)越強(qiáng)；若系數(shù)β1（β2）為負(fù)，表示中國對東盟的直接投資是出口（進(jìn)口）替代型的，系數(shù)值越大，貿(mào)易替代效應(yīng)越強(qiáng)。

進(jìn)一步，為檢驗(yàn)中國對東盟直接投資對出口與進(jìn)口的短期影響，我們根據(jù)Granger表述定理，基于面板協(xié)整模型（1）和（2），設(shè)定對應(yīng)的誤差修正模型分別為：

其中，模型（3）中的e1it-1為模型（1）中的協(xié)整誤差項(xiàng)，模型（4）中的e2it-1為模型（4）中的協(xié)整誤差項(xiàng)。λ1和λ2為誤差修正系數(shù)，它們反映的是中國對東盟出口和進(jìn)口偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。作為自變量的差分項(xiàng)出口△EXit-k和直接投資△OFDIit-k，它們的系數(shù)反映的是該變量的短期波動對作為因變量的短期變化的影響，這些變量一般是剔除了其中統(tǒng)計不顯著的差分變量。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)處理

本文實(shí)證分析所選取的變量包括中國對東盟十國的出口貿(mào)易額(用EX表示)、進(jìn)口貿(mào)易額(用IM表示)、對外直接投資(用直接投資流量衡量，記為OFDI)，采用的數(shù)據(jù)為2005-2011年間的年度數(shù)據(jù)。其中，中國對東盟十國的進(jìn)出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，中國對東盟十國的直接投資數(shù)據(jù)來自歷年《中國對外直接投資公報》。由于進(jìn)出口貿(mào)易額、對外直接投資額都是用當(dāng)年美元價格統(tǒng)計的，本文以2005年不變美元價格為基準(zhǔn)，將其折算成2005年不變美元價格時的變量。本文的分析工具為Eviews6.0統(tǒng)計軟件。

（三）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

與時間序列相同，面板數(shù)據(jù)也可能因?yàn)閿?shù)據(jù)的非平穩(wěn)性而造成偽回歸的現(xiàn)象，所以需要對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)方法有兩類，一類為相同根情形下的單位根檢驗(yàn)，另一類為不同根情形下的單位根檢驗(yàn)。本文分別采用第一類檢驗(yàn)方法中的LLC檢驗(yàn)和第二類檢驗(yàn)方法中的Fisher-PP檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。從表1可以看出，EX、IM和OFDI三個變量的水平值均不能拒絕單位根假設(shè)，而它們的二階差分值均在1%的顯著性水平下拒絕單位根的原假設(shè)。因此，可以判定這三個變量均為二階單整過程。

（四）面板協(xié)整檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)，主要有兩種途徑：一種是基于殘差所進(jìn)行的檢驗(yàn)，如Pedroni檢驗(yàn);另一種是基于協(xié)整秩檢驗(yàn)，如Johansen檢驗(yàn)。本文選擇Pedroni檢驗(yàn)方法分別對EX和OFDI及IM和OFDI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，滯后階數(shù)按AIC準(zhǔn)則自動選擇，Newey-West窗寬使用Bartlett Kernel進(jìn)行選擇，假定數(shù)據(jù)有確定性截距。

首先，對中國對東盟的出口和直接投資的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。

表2 出口和對外直接投資的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，7個統(tǒng)計量有5個統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此，綜合判斷，可以得到EX和OFDI存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。估計的出口與對外直接投資的協(xié)整方程如下：從模型的回歸系數(shù)和整體的檢驗(yàn)統(tǒng)計量看，回歸系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平下統(tǒng)計顯著，并且R2= 0.896839，F(xiàn)=51.29201，說明模型的整體擬合效果很好。進(jìn)而，我們通過構(gòu)建e1it序列，然后對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這里同樣采取LLC檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。其中，LLC檢驗(yàn)假定有截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，滯后階數(shù)按SIC準(zhǔn)則自動選擇，kernel method選為Bartlett，Newey-West窗寬指定為10；Fisher-PP檢驗(yàn)假定有截距項(xiàng)，kernel method選為Quadratic Spectral kernel，窗寬指定為15。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3可以看出，e1it序列的水平值均在5%的顯著性水平下拒絕單位根的原假設(shè)，因此，可以判定e1it序列是平穩(wěn)的，這進(jìn)一步驗(yàn)證了EX和OFDI間協(xié)整關(guān)系的正確性，說明中國對東盟的出口和直接投資之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。上述協(xié)整方程表明，從長期看，中國對東盟的直接投資每增加一單位，出口將增加4.65個單位?？梢?，中國對東盟的直接投資對出口的拉動作用非常明顯。

表3 e1it和e2it的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

其次，對中國對東盟的進(jìn)口和直接投資的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

從表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，7個統(tǒng)計量有5

個統(tǒng)計量在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此綜合判斷，可以得到IM和OFDI存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。估計的進(jìn)口與對外直接投資的協(xié)整方程如下：從模型的回歸系數(shù)和整體的檢驗(yàn)統(tǒng)計量看，回歸系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平下統(tǒng)計顯著，并且R2= 0.907558，F(xiàn)=57.92357，說明模型的整體擬合效果很好。進(jìn)而，我們通過構(gòu)建e2it序列，然后對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這里同樣采取LLC檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。其中，LLC檢驗(yàn)假定有截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，滯后階數(shù)按SIC準(zhǔn)則自動選擇，kernel method選為Bartlett，Newey-West窗寬自動選擇；Fisher-PP檢驗(yàn)假定有截距項(xiàng)，kernel method選為Quadratic Spectral kernel，窗寬指定為15。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3可以看出，e2it序列的水平值均在5%的顯著性水平下拒絕單位根的原假設(shè)，因此，可以判定e2it序列是平穩(wěn)的，這進(jìn)一步驗(yàn)證了IM和OFDI間協(xié)整關(guān)系的正確性，說明中國對東盟的進(jìn)口和直接投資之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。上述協(xié)整方程表明，從長期看，中國對東盟的直接投資每增加一單位，進(jìn)口將增加3.4個單位。可見，中國對東盟的直接投資對進(jìn)口的拉動作用也很明顯。

表4 進(jìn)口和對外直接投資的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（五）面板誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，則可以用向量誤差修正模型對其短期波動和長期均衡進(jìn)行直接的描述。由于上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明EX和OFDI以及IM和OFDI之間存在協(xié)整關(guān)系，所以可以分別建立它們的誤差修正模型。接下來我們利用上述正規(guī)化的協(xié)整方程來估計面板誤差修正模型。

1.出口與對外直接投資的回歸方程的誤差修正模型

根據(jù)Granger表述定理，基于式（5）估計的出口與對外直接投資協(xié)整方程，我們估計的中國對東盟的出口與對外直接投資的誤差修正模型方程如下：

從模型的回歸系數(shù)和整體的檢驗(yàn)統(tǒng)計量看，各個回歸系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平下統(tǒng)計顯著，并且R2=0.999998，F(xiàn)=108543.9，說明模型的整體擬合效果很好。而從誤差修正項(xiàng)看，其系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，即中國對東盟出口貿(mào)易短期波動偏離長期均衡狀態(tài)時，將以（-0.012976）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。從模型中可以看出，中國對東盟的直接投資對出口貿(mào)易的具體影響：在前1期，直接投資每增加1單位，會使出口減少0.523235單位，在前2、3、4期，直接投資每增加1單位，出口將分別增加1.72035、3.904646、2.611538單位。這說明，在短中期中國對東盟直接投資對出口有一定的擠出效應(yīng)，但促進(jìn)效應(yīng)更加明顯。整體看，無論是長期還是短中期，中國對東盟的直接投資對出口具有明顯的拉動作用，擴(kuò)大對東盟的直接投資有利于中國對東盟出口貿(mào)易的增長。

2.進(jìn)口與對外直接投資的回歸方程的誤差修正模型

根據(jù)Granger表述定理，基于式（6）估計的進(jìn)口與對外直接投資協(xié)整方程，我們估計的中國對東盟的進(jìn)口與對外直接投資的誤差修正模型方程如下：

從模型的回歸系數(shù)和整體的檢驗(yàn)統(tǒng)計量看，各個回歸系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平下統(tǒng)計顯著，并且R2=0.998222，F(xiàn)=149.7192，說明模型的整體擬合效果很好。而從誤差修正項(xiàng)看，其系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，即中國對東盟進(jìn)口貿(mào)易短期波動偏離長期均衡狀態(tài)時，將以（-0.046614）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。從模型中可以看出，中國對東盟的直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的具體影響：在前1期，直接投資每增加1單位，會使進(jìn)口增加0.202496單位，在前2、3期，直接投資每增加1單位，進(jìn)口將分別減少2.534027和4.960986單位，在前4期，直接投資每增加1單位，進(jìn)口將增加3.873694單位。這說明，在中短期盡管中國對東盟的直接投資對進(jìn)口的影響不穩(wěn)定，但隨著時間推移，正向效應(yīng)增加。

三、結(jié)論及啟示

本文的研究得出如下結(jié)論及相關(guān)啟示。

（一）主要研究結(jié)論

1.盡管中國對東盟的直接投資、進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易各自的增長是非平穩(wěn)的，但直接投資與出口貿(mào)易間以及直接投資與進(jìn)口貿(mào)易間各自存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這種均衡關(guān)系顯示，中國對東盟的直接投資與出口之間呈現(xiàn)出一種穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，直接投資與進(jìn)口之間也呈現(xiàn)出一種穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。

2.從長期看，中國對東盟的直接投資具有明顯的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。中國對東盟的直接投資每增加一個單位，出口將增加4.65個單位，中國對東盟的直接投資對出口的拉動作用非常明顯；中國對東盟的直接投資每增加一個單位，進(jìn)口將增加3.4個單位，中國對東盟的直接投資對進(jìn)口的拉動作用也非常明顯。

3.從短中期看，中國對東盟直接投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)也較明顯。盡管中國對東盟直接投資對出口有一定的擠出效應(yīng)，但促進(jìn)效應(yīng)更加明顯；盡管中國對東盟的直接投資對進(jìn)口的影響不穩(wěn)定，但隨著時間推移，正向效應(yīng)增加。

（二）相關(guān)啟示

中國對東盟的直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的上述關(guān)系，給我們的啟示是：著眼長遠(yuǎn)，積極穩(wěn)妥地擴(kuò)大中國企業(yè)對東盟的直接投資，以投資促進(jìn)貿(mào)易。具體而言：1.要加強(qiáng)雙方政府在投資領(lǐng)域的合作。東盟各國的政治、經(jīng)濟(jì)、文化等方面的差異性使得我國企業(yè)在東盟的投資面臨一個錯綜復(fù)雜的環(huán)境，企業(yè)依靠自身的力量難以應(yīng)對。這需要我國政府加強(qiáng)與東盟各國政府在投資領(lǐng)域的合作和調(diào)控，進(jìn)一步開放和擴(kuò)大投資市場，積極構(gòu)建更有利于企業(yè)投資發(fā)展的政策條件和社會環(huán)境，將投資合作提高到戰(zhàn)略層面的高度，以保障我國企業(yè)對東盟的直接投資健康、穩(wěn)步地向前發(fā)展。2.要充分利用東盟的國別差異，發(fā)揮自身的比較優(yōu)勢，擴(kuò)大企業(yè)對東盟的直接投資。如對柬埔寨、老撾、緬甸和越南這些工業(yè)化較低、農(nóng)業(yè)為主的國家，中國可利用技術(shù)、資金優(yōu)勢，通過制造業(yè)轉(zhuǎn)移，以充分利用這些國家豐富的土地、勞動力等資源，擴(kuò)大投資。對資本與技術(shù)密集產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位的新加坡，中國可通過與其進(jìn)行水平型分工的方式，擴(kuò)大對其的投資；而對于與自身產(chǎn)業(yè)具有相似性的國家，中國應(yīng)逐步與這些國家加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)對接，擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)鏈條，以尋求更多的投資機(jī)會和空間。3.對于中國企業(yè)而言，一方面，在投資前，企業(yè)應(yīng)了解和熟悉有關(guān)國家的法律法規(guī)、產(chǎn)業(yè)政策、市場動向，利用好自貿(mào)區(qū)優(yōu)惠政策，選好、選準(zhǔn)投資伙伴；另一方面，企業(yè)投資后，應(yīng)入鄉(xiāng)隨俗，注意本土化經(jīng)營，處理好與各有關(guān)方關(guān)系，在注重經(jīng)濟(jì)效益的同時更需注重社會效益，注重環(huán)保和顧及民生，積極履行企業(yè)社會責(zé)任。

［1］Mundell R.A.International Trade and Factor Mobility[J]. American Economic Review,1957,47(3).

［2］小島清.對外貿(mào)易論[M].天津:南開大學(xué)出版社,1987.

［3］Markuson,J.R.,Svensson,Lars E.O.Trade in Goodsand Factor with International Differences in Technology[J].International Economic Review,1985,26(1).

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［9］項(xiàng)本武.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì),2009,(4).

［10］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(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2012,(6).

（責(zé)任編輯：吳凌霄）

Co-integration Analysis of the Trade Effects of China’s FDI in ASEAN based on Panel Data

WANG Chang-yi1，CHEN Li-xia2
（1.School of International Trade and Economics,Shandong University of Finance and Economics,Jinan 250014,Shandong, China；2.School of Law and Politics,Shandong Jianzhu University,Jinan 250101,Shandong,China）

This article tests the effects of China’s FDI(Foreign Direct Investment)in ASEAN (Association of Southeast Asian Nations)in light of the panel data during the period from 2005 to 2011.The results show that there is a long-term stable equilibrium relationship between China’s FDI and international trade in ASEAN.In the long term,there exists a significant trade-booming effect of China’s FDI in ASEAN.In the short and medium term,there exist proactive effects of China’s FDI in ASEAN although there is a slight curbing effect in export trade;although FDI exerts an unstable influence on import,positive effects will accrue in the future.

FDI;import and export trade;panel co-integration;panel error correction model

F752

A

1671-0304（2014）01-0058-05

2013-06-11

教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目“增加值貿(mào)易與國外供求波動的動態(tài)傳遞效應(yīng)研究”（13YJA790024）。

王長義（1971-），男，山東莘縣人，山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院副教授、管理學(xué)博士，主要從事跨國經(jīng)營與對外投資研究。