中國(guó)對(duì)拉美直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究

【摘要】近年來(lái)，中國(guó)對(duì)拉美直接投資快速攀升。研究利用多元線性回歸理論、協(xié)整理論和誤差修正模型理論，對(duì)中國(guó)對(duì)拉美直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響展開(kāi)實(shí)證分析。結(jié)果表明，不論是短期還是長(zhǎng)期，中國(guó)對(duì)拉美的直接投資對(duì)雙邊貿(mào)易具有均衡的促進(jìn)作用，且出口的促進(jìn)效應(yīng)要高于進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】拉美;直接投資;貿(mào)易效應(yīng);協(xié)整模型

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一、引言

近年來(lái)，中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模呈現(xiàn)快速上漲的態(tài)勢(shì)，投資方向也從發(fā)達(dá)國(guó)家逐漸轉(zhuǎn)向發(fā)展中國(guó)家。2003年以來(lái)，中拉經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系發(fā)展迅速，到2012年，中拉雙邊貿(mào)易達(dá)2612億美元新高，同比增長(zhǎng)8.1%。同年，中國(guó)對(duì)拉美國(guó)家投資累計(jì)達(dá)682億美元，占中國(guó)對(duì)外直接投資額的13%，2012年中國(guó)對(duì)該地區(qū)投資61.7億美元，是2003年的6倍。研究中國(guó)對(duì)拉美直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，不僅可以厘清中國(guó)對(duì)拉美地區(qū)的直接投資對(duì)中拉雙邊貿(mào)易具有替代效應(yīng)還是互補(bǔ)效應(yīng)，更能通過(guò)研究結(jié)果深入剖析對(duì)外投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系，對(duì)于促進(jìn)中國(guó)對(duì)拉美地區(qū)貿(mào)易和直接投資的協(xié)調(diào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)中拉經(jīng)貿(mào)關(guān)系穩(wěn)健運(yùn)行具有重要意義。

二、模型構(gòu)建與計(jì)量檢驗(yàn)

自2003來(lái)，中國(guó)對(duì)拉美的直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易均保持持續(xù)快速的增長(zhǎng)。中國(guó)對(duì)拉美的進(jìn)口總額從2003年的1492938萬(wàn)美元增加到2012年的12607265萬(wàn)美元，同比增長(zhǎng)744.46%。中國(guó)對(duì)拉美的出口額也從2003年的1187743萬(wàn)美元增加到2012年的13521521萬(wàn)美元，同比增長(zhǎng)1038.42%。

（一）模型的設(shè)定

本文研究中國(guó)對(duì)拉美直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，被解釋變量為中國(guó)對(duì)拉美的出口額和進(jìn)口額，解釋變量為中國(guó)對(duì)拉美的直接投資存量。在時(shí)間序列模型中，中國(guó)對(duì)拉美直接投資存量、進(jìn)口額、出口額分別用OFDI、IM、EX表示?？紤]到對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易的影響可能存在時(shí)滯，模型中的直接投資存量數(shù)據(jù)采用滯后一期的OFDIt-1。為消除異數(shù)據(jù)中可能存在的的異方差，我們對(duì)變量OFDI、IM和EX進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，建立模型如下：

lt;！--[if gte vml 1]gt; lt;！[endif]--gt;lt;！--[if ！vml]--gt;lt;！--[endif]--gt;"""" （1）

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其中，模型（1）探討中國(guó)對(duì)拉美直接投資對(duì)出口額的影響，模型（2）為中國(guó)對(duì)拉美直接投資對(duì)進(jìn)口額的影響。研究數(shù)據(jù)為03—12年中國(guó)對(duì)拉美直接投資的存量和進(jìn)出口貿(mào)易額。

（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)：ADF檢驗(yàn)

首先應(yīng)對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別時(shí)間序列的平穩(wěn)性。而若時(shí)間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)且同階單整，則可進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，以確定時(shí)間序列變量之間是否存在某種長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。因此，首先要對(duì)時(shí)間序列l(wèi)nEXt、lnIMt、lnOFDIt做單位根檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)二階差分后三個(gè)變量平穩(wěn)，所以lnEXt、lnIMt、lnOFDIt都是二階單整序列。此處將采取ADF檢驗(yàn)法，用計(jì)量軟件Eviews6.0進(jìn)行分析，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)的對(duì)象可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，如ADF檢驗(yàn)。本文選用的是ADF協(xié)整檢驗(yàn)方法。

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnEXt、lnIMt、lnOFDIt都是二階單整序列，滿(mǎn)足協(xié)整性檢驗(yàn)的前提條件，有可能存在協(xié)整檢驗(yàn)關(guān)系。對(duì)于這兩組3個(gè)時(shí)間序列分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。用OLS方法估計(jì)序列間線性組合可得到協(xié)整性方程：

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然后分別對(duì)這兩個(gè)協(xié)整性方程的殘差序列e1、e2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。得到，在1%的置信水平下，殘差序列e1拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，e1是平穩(wěn)序列，即e～I(xiàn)（0），表明中國(guó)對(duì)拉美出口額與中國(guó)對(duì)拉美直接投資流存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。同理，1%的置信水平下，殘差序列e2是平穩(wěn)序列，即進(jìn)口額與中國(guó)對(duì)拉美直接投資也存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由式（1）～式（2）可得長(zhǎng)期均衡的殘差序列為：

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lt;！--[if gte vml 1]gt; lt;！[endif]--gt;lt;！--[if ！vml]--gt;lt;！--[endif]--gt;" （6）

三、結(jié)論及啟示

第一，中國(guó)對(duì)拉美直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由協(xié)整方程知，對(duì)出口而言，直接投資的彈性系數(shù)為2.056，表明中國(guó)對(duì)拉美直接投資存量每上升1個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)對(duì)拉美的出口就會(huì)增加2.056個(gè)百分點(diǎn);進(jìn)口而言，直接投資的彈性系數(shù)為1.906，表明中國(guó)對(duì)拉美直接投資存量每上升1個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)對(duì)拉美的進(jìn)口就會(huì)增加1.906個(gè)百分點(diǎn)。

第二，中國(guó)對(duì)拉美直接投資的出口促進(jìn)效應(yīng)高于進(jìn)口促進(jìn)效應(yīng)。在實(shí)證研究當(dāng)中發(fā)現(xiàn)，中國(guó)對(duì)拉美長(zhǎng)期直接投資和短期直接投資對(duì)出口影響的彈性系數(shù)分別為2.056和2.128，均高于對(duì)進(jìn)口的彈性系數(shù)1.906和1.911。

第三，基于實(shí)證研究結(jié)果，中國(guó)可以進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)拉美的直接投資，這不僅有利于促進(jìn)中國(guó)對(duì)拉美的出口貿(mào)易發(fā)展，也有利于拉美地區(qū)對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易發(fā)展，對(duì)于實(shí)現(xiàn)直接投資與雙邊貿(mào)易的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義?，F(xiàn)階段，更是拉美與中國(guó)發(fā)展的好時(shí)機(jī)，中國(guó)企業(yè)更應(yīng)該抓住機(jī)遇，積極主動(dòng)尋求雙邊經(jīng)濟(jì)貿(mào)易關(guān)系的良性發(fā)展，促進(jìn)雙贏。

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基金項(xiàng)目：本文為浙江外國(guó)語(yǔ)學(xué)院國(guó)際工商管理學(xué)院2014年度學(xué)生專(zhuān)業(yè)應(yīng)用能力培養(yǎng)項(xiàng)目、浙江省社會(huì)科學(xué)界聯(lián)合會(huì)研究課題（2013N131）成果。