江蘇省對外直接投資與對外貿易的關系的實證研究

譚姊燁

【摘要】對外貿易與對外直接投資都是促進江蘇省經濟發(fā)展的因素，它們之間聯(lián)系緊密。本文應用協(xié)整檢驗、多元回歸、格蘭杰因果關系檢驗，利用江蘇省1996～2015年的數(shù)據(jù)，對江蘇省對外直接投資與對外貿易之間的關系進行實證研究。結果表明：江蘇省進口與江蘇省對外直接投資有替代關系，江蘇省出口與江蘇省對外直接投資有互補關系。

【關鍵詞】對外直接投資 對外貿易 替代關系 互補關系

一、引言

江蘇省外向型經濟顯著，對外貿易發(fā)展迅速，進出口貿易總額從1985年的19.87億美元增加到2015年的5456億美元，貿易規(guī)模和發(fā)展速度在全國均處于領先地位。其中2015年出口額為3386億美元，進口額是2069億美元，進出口貿易總額占江蘇省生產總值的48%。與此同時，江蘇省的對外直接投資也在不斷發(fā)展，2015年江蘇省對外直接投資額已經達到103億美元。但是江蘇省對外直接投資與對外貿易之間還存在很大差距。對外貿易與對外直接投資都是促進江蘇省經濟發(fā)展的因素，它們之間聯(lián)系緊密。因此，研究江蘇省對外直接投資與對外貿易之間的關系有很重要的現(xiàn)實意義。本文基于江蘇省的相關數(shù)據(jù)，運用計量的方法來研究兩者之間的關系，以期對江蘇省的對外直接投資于對外貿易有所益助。

二、理論基礎和文獻綜述

（一）理論基礎

關于對外直接投資與對外貿易關系的理論研究有兩種比較重要的理論：替代關系理論和互補關系理論。

1.替代關系理論。蒙代爾（R.A.Mundell 1957）利用兩個國家、兩個產品和兩種生產要素的赫克歇爾——俄林（H-O）模型，得出以下結論：存在貿易壁壘的情況下，對外投資廠商在利潤最大化的目標下安排自己的生產，從而使得對外投資處于最佳的效益或者最低的生產要素轉換成本之上，這樣能夠實現(xiàn)對外直接投資對商品出口的完全替代。按照蒙代爾的邏輯：資本要素的國際流動與商品之間存在相互替代關系，即限制資本流動可以促進貿易，增加貿易障礙可以刺激資本流動。

弗農（R.Vemon）于1966年提出了產品生命周期理論，他將產品的生命周期劃分為3個連續(xù)的時期：創(chuàng)新階段、成熟階段和標準化階段。這三個階段產品的要素密集型會發(fā)生變化，因而具有比較優(yōu)勢的生產地點也會變化，各生產國對外直接投資與對外貿易也會發(fā)生變化。第一階段：創(chuàng)新階段的產品往往是知識密集型產品，技術創(chuàng)新國是生產國，也是理所當然的出口國；第二階段：技術逐漸穩(wěn)定，市場上開始出現(xiàn)仿制者和競爭者，產品的需求價格彈性增大，為了降低成本，創(chuàng)新企業(yè)開始對外直接投資，出口減少，對外直接投資與對外貿易發(fā)生替代效應。第三階段：生產過程和機器設備都標準化，產品由技術密集型變?yōu)閯趧用芗停a品的創(chuàng)新國完全成為該種產品的進口國。

2.互補關系理論。日本學者小島清（Kojima，1977）在其代表作《對外直接投資論》一書中提出了對外直接投資理論，他認為，對外直接投資應該從本國（投資國）已經處于或即將處于比較劣勢的產業(yè)依次進行，這種對外直接投資能過擴大本國比較優(yōu)勢的幅度，帶動相關的產品出口，并且促進產業(yè)結構的調整，增加就業(yè)，加速技術的創(chuàng)新，從而將對外直接投資與對外貿易兩者結合起來。20世紀80年代，Markuson也認為對外直接投資與對外貿易之間是互補的關系，對外直接投資可以促進對外貿易，對外貿易也能促進對外直接投資。

（二）文獻綜述

針對對外直接投資與對外貿易之間的關系，國內外學者進行了很多研究。國內學者張應武（2007）運用2000～2004年我國進出口貿易和對外直接投資的數(shù)據(jù)資料，使用引力模型分析得出對外直接投資與出口貿易之間存在顯著的互補性。魏剛（2009）根據(jù)我國1983 ～2007年的數(shù)據(jù)，運用VAR模型進行實證分析得出進口貿易與對外直接投資沒有因果關系，出口貿易對對外直接投資有長期顯著的拉動作用。李良新（2011）運用湖南省1985～2005年的數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗表明湖南省對外直接投資是對外貿易的原因，而對外貿易不是對外直接投資的原因。胡兵（2015）根據(jù)我國2005～20014年的數(shù)據(jù)分析得出我國對外直接投資對出口存在穩(wěn)健的促進效應，認為隨著生產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。

國外學者Wakelin（1998）對11個國家的相關數(shù)據(jù)進行回歸分析發(fā)現(xiàn)，對外直接投資與對外貿易之間存在替代效應。Lipsey（2000）對美國和日本對外直接投資與對外貿易的關系進行研究，發(fā)現(xiàn)日本對外直接投資與對外貿易存在正相關關系，并且這種關系隨時間越來越強。Head（2001）運用日本的數(shù)據(jù)分析了日本制造業(yè)對外直接投資與對外貿易之間的關系，發(fā)現(xiàn)對外直接投資與對外貿易之間的關系與投資的方式有有關。以垂直的方式進行對外直接投資，對外直接投資與對外貿易的關系互補；以水平方式進行對外直接投資，兩者關系是替代的。

國內外的實證研究大多集中在研究整個國家對外貿易與對外直接投資的關系，分省份分地區(qū)研究的比較少，本文試圖通過實證分析來研究江蘇省對外直接投資與對外貿易的關系。

三、研究設計

（一）變量選取

本文研究江蘇省對外直接投資與對外貿易的關系，故選取江蘇對外直接投資額作為被解釋變量，選取江蘇省進口額、出口額作為解釋變量。用符號OFDI表示江蘇省對外直接投資額，用符號IM表示江蘇省進口額，用符號EX表示江蘇省出口額。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文采用的是1996～2015年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)都來自于江蘇省歷年統(tǒng)計年鑒。其中，江蘇省對外直接投資額（OFDI）選取江蘇省歷年統(tǒng)計年鑒中的中方協(xié)議投資額來表示。江蘇省進口額和出口額均是初級產品和工業(yè)制成品的總額。為了降低異方差的影響，對所有數(shù)據(jù)都取對數(shù)Ln。

四、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

由于非平穩(wěn)的時間序列會出現(xiàn)偽回歸問題，所以本文首先對上述序列進行ADF檢驗。檢驗結果如表1。

表1 ADF檢驗結果

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注：D（）表示變量的一階差分；檢驗類型（c，t，1）中的c代表有截距項、t表示時間趨勢、1表示滯后1階。

從表1中可以看出，上述時間序列的原序列在10%的顯著水平下不能拒絕存在單位根的原假設，因此原序列是非平穩(wěn)的。而其一階差分序列均在10%的水平下通過了平穩(wěn)性檢驗，說明上述變量都是一階單整的，可以繼續(xù)進行協(xié)整關系檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

雖然一些經濟變量本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)序列。若它們的線性組合是平穩(wěn)的，則變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，也就是協(xié)整關系。本文采用檢驗多變量協(xié)整關系的Johansen檢驗，檢驗結果如表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結果

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跡檢驗和最大特征值檢驗結果都表明在5%的顯著水平下拒絕沒有協(xié)整關系、至多有1個協(xié)整方程、至多有2個協(xié)整這三個原假設，說明方程至少存在三個協(xié)整方程。由此可以得出結論，變量OFDI、IM、EX之間存在某種長期均衡關系。

（三）最小二乘估計

由于變量之間存在長期穩(wěn)定的關系，所以回歸結果有可性度，用OLS進行回歸，回歸結果見表3

表3 回歸結果

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根據(jù)回歸結果，R2=0.934672，表明模型有很高的擬合優(yōu)度。每個變量的參數(shù)T統(tǒng)計量的P值都小于一般顯著水平0.05，說明各解釋變量對被解釋變量的單獨影響顯著?？梢越⑷缦履Ｐ停?/p>

OFDI=-18.98-4.03IM+5.77EX

從模型結果看，江蘇省進口總額與江蘇省對外直接投資負相關，二者存在替代效應，江蘇省進口總額每增加一個百分點，江蘇省對外直接投資會降低4.03個百分點；江蘇省出口總額與江蘇省對外直接投資正相關，兩者存在互補效應，江蘇省進口總額每增加一個百分點，江蘇省對外直接投資會增加5.77個百分點。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

為了進一步研究被解釋變量與解釋變量之間的因果關系，進行格蘭杰檢驗。檢驗結果如表4。

表4 格蘭杰檢驗結果

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由表4可以看出，在5%的顯著水平下拒絕IM不是OFDI的Granger原因、EX不是OFDI的Granger原因，說明江蘇省出口是江蘇省對外直接投資變化的原因，江蘇省進口是江蘇省對外直接投資變化的原因。在5%的顯著水平下不能拒絕OFDI不是IM的Granger原因、EX不是IM的Granger原因，表明江蘇省對外直接投資不是進出口變化的原因。

五、結論與建議

第一，江蘇省出口額、進口額和江蘇省對外直接投資存在著長期均衡的關系。并且江蘇省出口額、進口額都是引起江蘇省對外直接投資變化的原因。江蘇省發(fā)展外向型經濟，是外貿大省，在國際貿易中獲得了貿易順差，為對外直接投資積蓄了動力，對外直接投資獲得發(fā)展。

第二，江蘇省對外直接投資與進口存在負相關關系，即江蘇省對外直接投資與進口之間存在替代效應，江蘇省進口每增加一個百分點，江蘇省對外直接投資會降低4.03個百分點。

第三，江蘇省對外直接投資與出口存在正相關關系，即江蘇省對外直接投資與出口之間存在互補效應，江蘇省出口的增加會帶來江蘇省對外直接投資的增加。表明江蘇作為外貿大省，發(fā)展對外貿易的同時將出口收益用于對外投資，逐步從“商品輸出”向“資本輸出”過渡。因此，江蘇省在促進出口貿易健康發(fā)展的同時，也應該激發(fā)江蘇出口貿易對對外直接投資的正面促進作用，促進企業(yè)走出去。

第四，江蘇省對外直接投資對江蘇省進出口影響不明顯。這可能與江蘇省對外直接投資的規(guī)?？傮w比較小有關，江蘇省的對外直接投資處于起步階段。2015年，江蘇省對外直接投資額約103億美元，而江蘇省2015年的出口額為3386億美元，進口額是2069億美元，從數(shù)據(jù)可知江蘇省對外直接投資規(guī)模較小，故對進出口的影響不大。江蘇省政府需要正視對外直接投資的作用，鼓勵企業(yè)走出去進行對外直接投資。

需要說明的是，上述分析結論是依據(jù)特定的樣本數(shù)據(jù)得到的。如果改變樣本的數(shù)量或者樣本涵蓋的時問，則上述結論可能會發(fā)生改變。也就是說江蘇省對外直接投資與對外貿易之間的關系可能會隨著時間的變化而變化。但總的來說，對外直接投資與對外貿易之間是相互作用，相互影響的。因此，江蘇省在積極發(fā)展對外貿易也要不斷擴大對外直接投資，實現(xiàn)對外直接投資與對外貿易的共同繁榮。

參考文獻

[1]李振，沈言言.江蘇省對外直接投資與對外貿易關系的實證研究[J].對外經貿，2016.

[2]張如慶.中國對外直接投資與對外貿易的關系分析[J].世界經濟研究，2005.

[3]張應武，對外直接投資與對外貿易的關系：互補互替代[J].國際投資與跨國經營，2007.