基于時(shí)間序列的我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響分析

張旭

基于時(shí)間序列的我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響分析

張旭

隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化程度不斷加深，我國(guó)對(duì)外開(kāi)放不斷擴(kuò)大，國(guó)內(nèi)企業(yè)基于全球戰(zhàn)略而進(jìn)行對(duì)外直接投資的步伐也不斷加快，截至2013年，中國(guó)對(duì)外直接投資流量創(chuàng)下1078.4億美元的歷史新高，已位列世界第三大對(duì)外直接投資國(guó)。在企業(yè)“走出去”的同時(shí)，我國(guó)的出口貿(mào)易也迅速擴(kuò)大。文章通過(guò)時(shí)間序列分析，進(jìn)行協(xié)整分析，建立AR模型，得出對(duì)外直接投資對(duì)于出口的替代和促進(jìn)作用在中國(guó)的實(shí)踐中表現(xiàn)出差異性的結(jié)論。

對(duì)外直接投資；出口貿(mào)易；替代作用；互補(bǔ)作用

一、研究綜述

目前，國(guó)際上對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響主要分為兩派：替代作用和互補(bǔ)作用。以H-O-S理論為基礎(chǔ)，由于要素價(jià)格均等化不僅是一種趨勢(shì)，而且是一種必然，國(guó)際貿(mào)易將使不同國(guó)家間同質(zhì)生產(chǎn)要素的相對(duì)和絕對(duì)收益必然相等，雖然要素在國(guó)家間不能自由流動(dòng)，但是商品流動(dòng)代替了要素流動(dòng)，而對(duì)外直接投資一定程度上代替了商品流動(dòng)，所以Robert A.Mundell(1957)認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了替代作用。日本學(xué)者小島清等人基于比較優(yōu)勢(shì)理論和雷布津斯基定理，認(rèn)為對(duì)外直接投資是從那些即將喪失或已經(jīng)喪失比較優(yōu)勢(shì)的行業(yè)開(kāi)始,投資的目的是為了獲得東道國(guó)原材料和中間產(chǎn)品,這樣可以發(fā)揮投資母國(guó)和東道國(guó)的比較優(yōu)勢(shì),使雙方獲得利益。

在實(shí)際中，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者進(jìn)行了大量實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果以互補(bǔ)作用為主。并提出對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的三種作用機(jī)制：一是出口替代效應(yīng)。我國(guó)企業(yè)走出去后利用當(dāng)?shù)亓畠r(jià)勞動(dòng)力等優(yōu)勢(shì)建廠(chǎng)生產(chǎn)，將國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到了國(guó)外，并以相對(duì)國(guó)內(nèi)較低的價(jià)格出售，對(duì)國(guó)內(nèi)的同類(lèi)產(chǎn)品生產(chǎn)產(chǎn)生了替代效應(yīng)。二是出口促進(jìn)效應(yīng)。企業(yè)通過(guò)ODI成立跨國(guó)公司，將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)與國(guó)外市場(chǎng)有機(jī)地聯(lián)系起來(lái)，通過(guò)挖掘國(guó)外市場(chǎng)需求，延長(zhǎng)全球產(chǎn)業(yè)鏈，對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用。三是出口創(chuàng)造效應(yīng)。處于產(chǎn)業(yè)鏈中上游的企業(yè)——主要是服務(wù)業(yè)和制造業(yè)——通過(guò)ODI擴(kuò)大了對(duì)產(chǎn)業(yè)鏈下游的需求，包括對(duì)中間產(chǎn)品、原材料及相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的需求，甚至創(chuàng)造出新行業(yè)的需求，從而推動(dòng)出口，產(chǎn)生創(chuàng)造效應(yīng)。

二、基于時(shí)間序列的實(shí)證分析

（一）變量及樣本數(shù)量的選取

我國(guó)對(duì)外直接投資和出口貿(mào)易在改革開(kāi)放后都經(jīng)歷了快速地增長(zhǎng)，本文將采取1985至2013年的我國(guó)對(duì)外直接投資凈流量和出口額數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)來(lái)源：對(duì)外直接投資凈流量來(lái)源于http://www.unctad.org/Templates/Page.asp?intItemID=1923&lang=1；出口額來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。（單位：億美元），通過(guò)時(shí)間序列的協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口額產(chǎn)生的影響。其中，選擇對(duì)外投資凈流量而不選擇存量，保持和出口額流量數(shù)據(jù)性質(zhì)的一致，有利于回歸結(jié)果的分析。本文采用一元線(xiàn)性回歸模型，模型如下EX=β*0DI+c+μ：其中β、c為待估計(jì)參數(shù)，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）計(jì)量結(jié)果

1.數(shù)據(jù)觀(guān)察

對(duì)EX、ODI分別進(jìn)行線(xiàn)性觀(guān)察，結(jié)果如下：

圖1

不難發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資凈流量和出口額都呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)，且在2001年后增長(zhǎng)趨勢(shì)明顯，呈現(xiàn)爆炸式增長(zhǎng)，2001年左右為突變點(diǎn)。因此，猜測(cè)我國(guó)在2001年加入WTO后對(duì)上述兩個(gè)變量產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性影響。

對(duì)EX、ODI進(jìn)行散點(diǎn)圖觀(guān)察，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資凈流量和出口額大致呈線(xiàn)性分布，滿(mǎn)足一元線(xiàn)性回歸，因此可以用OLS進(jìn)行估計(jì)。

2.計(jì)量模型結(jié)果

對(duì)1985至2013年共29組數(shù)據(jù)用EViews5.0進(jìn)行OLS估計(jì)，得到以下回歸結(jié)果。

表1

由回歸結(jié)果可以看出，ODI的系數(shù)為21.333，在1%的顯著性水平下顯著不為零。且R2值為0.9188，說(shuō)明模型整體擬合較好?；貧w方程可以寫(xiě)為EX=21.330DI+1718.8，對(duì)外直接投資每增加1億美元，出口額相應(yīng)增加8.6億美元。

基于之前對(duì)數(shù)據(jù)觀(guān)測(cè)的猜測(cè)，對(duì)模型進(jìn)行Chow檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表2

可以看出，Chow檢驗(yàn)結(jié)果符合之前的猜測(cè)，即中國(guó)加入WTO這一事件對(duì)對(duì)外直接投資凈流量和出口額都產(chǎn)生了明顯的結(jié)構(gòu)性影響。因此可以將樣本數(shù)據(jù)分為兩段，即1986至2000年和2001至2013年，分別進(jìn)行分析。再根據(jù)1985至2000年的回歸分析：

表3

發(fā)現(xiàn)，在1985至2000年，對(duì)外直接投資凈流量對(duì)出口額并不能進(jìn)行很好的回歸，其變量是不顯著的。說(shuō)明中國(guó)加入WTO之前對(duì)外直接投資凈流量和出口額并沒(méi)有明顯的相關(guān)關(guān)系。

3.對(duì)于2001至2013年樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整分析和AR模型確立

首先，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)并不平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)一階差分后，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表4

發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，即ODI和EX經(jīng)過(guò)一階差分后，序列平穩(wěn)，所以二者都為一階單整。根據(jù)之前的回歸結(jié)果可以看出，回歸結(jié)果是根據(jù)兩個(gè)同階單整平穩(wěn)序列回歸得到的，故可能存在偽回歸問(wèn)題，并不能輕易接受這個(gè)結(jié)果。因此，為了更準(zhǔn)確的驗(yàn)證兩列數(shù)據(jù)的協(xié)整性，需要對(duì)回歸方程的殘差項(xiàng)序列進(jìn)行單整分析，通過(guò)對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在10%的顯著性水平下，不存在單位根，因此殘差序列是平穩(wěn)序列，ODI和EX之間存在協(xié)整關(guān)系，且為（1，1）階協(xié)整。通過(guò)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則選擇最大滯后期為2，對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

表5

可以看出，在11%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，ODI和EX之間存在雙向因果關(guān)系。

建立模型，首先進(jìn)行變量的自相關(guān)和偏自相關(guān)分析，如圖：

圖2

通過(guò)觀(guān)察，發(fā)現(xiàn)變量EX的自相關(guān)系數(shù)是拖尾的，考慮到其均值非零，因而可以判定EX序列基本滿(mǎn)足AR（1）過(guò)程。所以建立模型EX=β1*0DI+c+β2*EXt-1+μt。運(yùn)用OLS方法對(duì)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

注：AR（1）是消除一階自相關(guān)而得到的系數(shù)。

根據(jù)回歸結(jié)果可以得到回歸方程EX=14.243980DI+6650.437 +0.553208EXt-1+μt，其含義是我國(guó)對(duì)外直接投資每增加1億美元，出口額相應(yīng)增加14.2億美元。

4.模型檢驗(yàn)。運(yùn)用博克斯-皮爾斯法，觀(guān)察模型的誤差項(xiàng)及Q統(tǒng)計(jì)量，發(fā)現(xiàn)μt為白噪聲，模型是正確的。

（三）計(jì)量結(jié)果分析

1.由于1985至2000年，對(duì)外直接投資凈流量對(duì)出口額并不能進(jìn)行很好的回歸，說(shuō)明中國(guó)加入WTO之前對(duì)外直接投資凈流量和出口額并沒(méi)有明顯的相關(guān)關(guān)系。而根據(jù)對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響，初步推斷這一時(shí)期的對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易并沒(méi)有出口促進(jìn)效應(yīng)和出口創(chuàng)造效應(yīng)，即沒(méi)有互補(bǔ)作用。究其原因，我認(rèn)為有以下幾點(diǎn)：（1）這一時(shí)期對(duì)外直接投資凈流量過(guò)小，難以對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。1985年至2000年我國(guó)對(duì)外直接投資凈流量平均值僅為17.2億美元，可見(jiàn)總量過(guò)少，難以對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生直接影響。（2）對(duì)外直接投資不穩(wěn)定，受?chē)?guó)家政策和亞洲金融危機(jī)影響大。這一時(shí)期國(guó)家在外資方面主要傾向于引進(jìn)外資，并不鼓勵(lì)對(duì)外直接投資，再加上國(guó)家外匯短缺，對(duì)外投資限制頗多，而且在美國(guó)提高利率、美元增值的背景下，貨幣與美元掛鉤的亞洲國(guó)家出口不斷下降。1997年7月，隨著泰國(guó)宣布泰銖實(shí)行浮動(dòng)匯率制，亞洲國(guó)家普遍出現(xiàn)貨幣貶值，爆發(fā)金融危機(jī)。雖然我國(guó)沒(méi)有受到嚴(yán)重性打擊，但是周邊國(guó)家的經(jīng)濟(jì)情況惡化對(duì)出口貿(mào)易和對(duì)外直接投資產(chǎn)生了不利影響。（3）對(duì)外投資缺乏經(jīng)驗(yàn)。改革開(kāi)放前期，我國(guó)的對(duì)外直接投資處于萌芽和嘗試狀態(tài)，并沒(méi)有先進(jìn)的投資經(jīng)驗(yàn)可以借鑒，導(dǎo)致投資動(dòng)力不足，投資回報(bào)率低，投資規(guī)模難以擴(kuò)大等問(wèn)題。（4）投資結(jié)構(gòu)缺陷。由于國(guó)內(nèi)的生產(chǎn)力水平普遍不高，許多企業(yè)仍處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端，對(duì)外直接投資也大都局限于勞動(dòng)力密集型和原材料等產(chǎn)業(yè)，其對(duì)出口貿(mào)易的左右以替代作用為主，并且難以發(fā)揮輻射效應(yīng)和帶動(dòng)效應(yīng)，因此對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)和創(chuàng)造作用也就微乎其微。

2.中國(guó)加入WTO之后，對(duì)外直接投資凈流量與出口額可以進(jìn)行很好的擬合回歸，說(shuō)明對(duì)外投資對(duì)出口貿(mào)易的作用十分明顯。2001至2013年，我國(guó)對(duì)外直接投資凈流量呈現(xiàn)井噴式的增長(zhǎng)，年平均增長(zhǎng)85.3%，相應(yīng)的出口額每年也平均增長(zhǎng)19.17%。為什么這一時(shí)期的對(duì)外直接投資會(huì)增長(zhǎng)如此迅速？這主要?dú)w因于以下幾點(diǎn)：（1）加入WTO后，我國(guó)各類(lèi)商品的關(guān)稅水平大幅降低，出口貿(mào)易大幅增加，增加了對(duì)外直接投資的需求，且多年的貿(mào)易順差積累了大量外匯，為對(duì)外投資提供外匯支持。（2）國(guó)際投資形勢(shì)的緩和。相對(duì)于90年代，進(jìn)入21世紀(jì)后，世界經(jīng)濟(jì)一體化和經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程加快，越來(lái)越多的國(guó)家成為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家，各國(guó)吸引外資的欲望越來(lái)越強(qiáng)烈，為外資提供大量的政策和資金支持。（3）比較優(yōu)勢(shì)的轉(zhuǎn)移。長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)出口貿(mào)易主要以低附加值的勞動(dòng)力密集型為主，隨著勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)的流失，對(duì)外直接投資的推力不斷增強(qiáng)。（4）國(guó)家“走出去”戰(zhàn)略向縱深推進(jìn)。隨著對(duì)外開(kāi)放基本國(guó)策的不斷推進(jìn)，國(guó)家對(duì)企業(yè)“走出去”也給予越來(lái)越高的關(guān)注。對(duì)外投資受到了政策的支持。（5）2001年我國(guó)對(duì)外直接投資凈流量只有68.85億美元，存量也只有346.56億美元，基數(shù)小使得增長(zhǎng)空間大。

由實(shí)證分析可知，2001年后，對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的乘數(shù)效應(yīng)非常大，且有不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)和創(chuàng)造效應(yīng)主要表現(xiàn)在以下方面：（1）對(duì)下游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生帶動(dòng)效應(yīng)，對(duì)相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生輻射效應(yīng)。隨著對(duì)外投資的發(fā)展，我國(guó)對(duì)外投資也逐漸從中下游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向中上游產(chǎn)業(yè)，對(duì)外直接投資的擴(kuò)大延長(zhǎng)了產(chǎn)品價(jià)值鏈，提高了對(duì)國(guó)內(nèi)制造裝配等產(chǎn)業(yè)的需求。（2）利于促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，創(chuàng)造新貿(mào)易。我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一直以勞動(dòng)密集型為主，出口貿(mào)易也以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，而我國(guó)老齡化加速，人口紅利逐漸喪失，勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)逐漸失去比較優(yōu)勢(shì)，根據(jù)小島清的邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論，對(duì)外直接投資的擴(kuò)大可以轉(zhuǎn)移傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢(shì)，調(diào)整我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，逐漸轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型和資本密集型，帶動(dòng)這些產(chǎn)業(yè)的對(duì)外貿(mào)易。（3）利于調(diào)整外匯結(jié)構(gòu)，平衡國(guó)際收支。我國(guó)對(duì)外直接投資擴(kuò)大可以起到穩(wěn)定匯率的作用，而匯率是對(duì)外貿(mào)易需要考慮到的重要因素之一，穩(wěn)定的匯率為出口貿(mào)易的擴(kuò)大保駕護(hù)航。（4）獲得國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)。由于技術(shù)的溢出效應(yīng)，我國(guó)企業(yè)通過(guò)建立跨國(guó)公司、并購(gòu)和收購(gòu)國(guó)外企業(yè)等方式進(jìn)行對(duì)外直接投資，可以獲得先進(jìn)的技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)，通過(guò)我國(guó)的母公司和其他途徑提升產(chǎn)品的技術(shù)水平和降低生產(chǎn)成本，從而擴(kuò)大出口貿(mào)易。

三、總結(jié)

我國(guó)的對(duì)外直接投資是否對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響要分兩個(gè)階段來(lái)看待，加入WTO之前，對(duì)外直接投資和出口貿(mào)易之間并沒(méi)有明顯的相關(guān)關(guān)系。由于受到國(guó)內(nèi)外環(huán)境及我國(guó)對(duì)外投資的特殊性使得對(duì)外投資對(duì)出口的替代和促進(jìn)效應(yīng)并沒(méi)有顯現(xiàn)出來(lái)。加入WTO之后，我國(guó)的對(duì)外直接投資迅速增長(zhǎng)，對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了明顯的促進(jìn)效應(yīng)。結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，我國(guó)的對(duì)外直接投資主要通過(guò)產(chǎn)業(yè)相關(guān)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、利率穩(wěn)定、技術(shù)溢出等方面推動(dòng)了我國(guó)出口貿(mào)易。

在理論上，一國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易有替代和促進(jìn)作用。而在實(shí)際中，由于受到各種可測(cè)和不可測(cè)因素的影響，這些作用并不一定明顯的表現(xiàn)出來(lái)。因此，在中國(guó)的對(duì)外直接投資和出口貿(mào)易的實(shí)踐中，要充分認(rèn)識(shí)到影響其作用的各種可能性因素，推動(dòng)我國(guó)的對(duì)外直接投資和出口的共同發(fā)展。

[1]馬丹丹，武戈.基于面板數(shù)據(jù)的我國(guó)ODI對(duì)出口貿(mào)易影響分析[J].價(jià)格月刊,2013,(12):62-65.

[2]劉再起，范強(qiáng)強(qiáng).FDI和ODI出口貿(mào)易效應(yīng)比較———基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索,2015，(01):123-127.

[3]陳愉瑜.中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)[J]．統(tǒng)計(jì)研究，2012，(09):44－50．

[4]陳俊聰，黃繁華.中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2013，(03):58－65.

張旭，男，四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院本科在讀。

F746.12

A

1008-4428（2015）08-86-03