對外直接投資與出口貿易的實證分析

摘要：基于1982-2003年對外直接投資與出口貿易的時間序列數據，采用向量自回歸（VAR）模型方法，實證分析對外直接投資對出口貿易的影響。實證結果表明對外直接投資與出口貿易之間存在穩定的正相關關系，但無論長期還是短期對外直接投資對出口貿易的Granger因果關系都不顯著，這表明對外直接投資對出口貿易的潛在作用未能得到充分發揮，因此應積極發展對外直接投資。

關鍵詞：對外直接投資；出口貿易；向量自回歸（VAR）模型

中圖分類號：F830.59/F752.1 文獻標識碼：A

文章編號：1001-148X（2007）04-0180-04

聯合國貿易發展會議(UNCTAD)的數據顯示，中國在最近十年不僅一躍成為吸收外資的大國，而且在對外投資方面，也有很大進步。20世紀80年代我國平均對外直接投資量僅為4億美元，90年代已達到24億美元。2003年對外直接投資量約為29億美元，2003年底海外累計投資達到350億美元，而且表現出強勁的增長勢頭。在這種情況下，研究對外投資對國內經濟活動，尤其對外貿出口的影響無疑具有極為重要的現實意義。

一、文獻回顧

有關對外直接投資與外貿出口之間的關系問題，學界主要有兩種觀點，即“替代論”和“互補論”。undell(1957)最早提出了貿易與投資的替代模型，認為如果兩國的生產函數相同，按照-O-S定理，可以得出國際貿易與國際投資是完全替代的結論。而ojima(1977)則將國際貿易與國際投資統一于國際分工，提出了國際直接投資與國際貿易互補效應的小島清模型。他認為如果資本流動不是由貿易障礙引致，那么投資和貿易之間就表現為互補關系而不是替代關系。此外，arkuson(1983)和Svensson(1985)利用一系列要素比例模型揭示了商品貿易和要素流動之間存在著復雜的互補共存關系。arkusonaskus(2001)進一步把(制造業)對外投資分為垂直型的和水平型的，認為垂直型FDI對出口有促進傾向，而水平型FDI則有替代出口傾向。elmkerge Schmitz(1970)指出：國際商品貿易和對外直接投資之間究竟是互補還是替代關系其實是一個實證問題而非理論問題。

經驗層面，盡管學者們就兩者之間的關系進行了大量的研究，但結論卻有很大不同。有些學者得出結論認為兩者是相互替代的，如elderbosSleuwaegen (1998)發現1980年代后期日本在歐盟的FDI是對歐盟對日本實施貿易壁壘的反應；Gopinath et al(1999)發現在特定的產業存在替代效應；PainWakelin(1998)在對11個OECD國家1971-1992年的數據研究中發現FDI不僅在特定產業而且在總體上是出口替代的。然而，另一些學者卻對兩者之間的互補關系提供了實證支持。Lipsey Weiss(1984)檢驗了美國及其它13個主要出口國的出口與對外直接投資之間的關系，研究結果表明，美國制造子公司的經營活動同美國出口額的變化方向是一致的，美國國外子公司每銷售一美元產品，美國的出口就相應增加10美分；ufbauer et al（1994）重點研究了美國20世紀80年代以來的情況，他們將美國1980、1985和1990年的對外直接投資總量與出口總量作比較，結果發現，在整個時間跨度中，出口總量與對外直接投資總量一直保持著正相關關系；Gramham（1996）的研究也得出了與上相同的結論；而EatonTamura(1996)利用1985-1990年日本和美國與100個不同貿易伙伴之間的對外直接投資和貿易流量進行分析后，得出結論：對外直接投資對出口貿易的影響很復雜--日本對外直接投資和出口貿易具有正相關關系，而在美國卻不存在同樣的影響。

從以上對文獻的回顧中發現，對外直接投資對出口貿易的影響沒有得出一致的結論。由于各國經濟發展的異質性，有的國家是出口促進的，而其他國家則可能是出口替代的。那么，在我國現階段，對外直接投資與我國出口貿易的關系到底如何？是替代抑或互補？為了搞清楚兩者之間的關系，筆者擬采用向量自回歸（VAR）模型方法對這一問題進行實證分析。

二、實證方法與數據選取

向量自回歸(VAR)模型是Sims于1980年提出的一種新型宏觀經濟計量模型，它由一組動態聯立方程構造而成。與一般聯立方程組模型不同，VAR模型將所考慮的經濟變量納入一個系統，這樣能夠反映系統的完全信息。VAR系統中包含的所有變量都視為內生變量，避免了劃分內生變量和外生變量以及識別模型等復雜問題，從而解決了以回歸分析為基礎的研究方法的(潛在的)內生性問題 。此外，VAR系統還有獨特的分析功能，如對變量之間的Granger因果關系進行檢驗等。Granger因果檢驗并不是建立在參數估計基礎上的，因此它能避免傳統的基于參數估計的檢驗方法中的省略變量、內生變量和異方差等問題。

一般的，含有N個變量滯后k期的VAR模型可以表示為：

如果VAR模型的內生變量都含有單位根，當這些變量存在協整關系時則上述系統可以改寫為向量誤差修正模型(VEC)。

其中，β為協整矩陣，α為調整系數矩陣。α和β都是N×r階矩陣，表示有r個協整向量。

筆者的實證模型中定義的內生變量序列為：Yt=(EX，OFDI)′ 。其中，EX表示我國的出口序列，OFDI為每年對外直接投資序列。樣本數據為1982-2003年的年度數據。外貿出口數據取自《中國對外經濟貿易年鑒》；對外直接投資有兩個數據來源：1982-2000年數據取自國際收支平衡表；2001-2003年數據取自國家商務部網站。考慮到對時序數據進行對數變換不會改變時序的性質和關系，且能使其趨勢線性化，消除時間序列中的異方差現象，因此對所有變量取對數形式，表示為：EX，OFDI。

三、實證檢驗

（一）平穩性檢驗

首先對所選變量數據序列的平穩性進行檢驗。筆者采用ADF單位根檢驗方法，分別就每個變量的時間序列數據的水平和一階差分形式進行檢驗，檢驗結果見表1。

由表1的檢驗結果可知，變量EX和OFDI的水平序列都是非平穩的，而他們的一階差分都是平穩的，即都是I(1)序列。

（二）協整檢驗

由于時間序列EX和OFDI單整階數相同，可能存在協整關系，即變量之間長期穩定的比例關系。筆者采用ohansen極大似然法對時間序列EX和OFDI進行協整檢驗。在進行ohansen檢驗之前，必須首先確定VAR模型的滯后階數k。如果k太小，誤差項的自相關會非常嚴重，這會導致被估參數的非一致性，但k值又不宜過大，k值過大會導致自由度減小，直接影響模型參數估計量的有效性。按照最小AIC準則確定最佳滯后期為k=2。檢驗結果見表2：

由表2可以看出，當r=0時，似然率統計量的值為20.17，大于5%顯著水平的臨界值19.96，表明應拒絕零假設，接受r=1的被擇假設。而在零假設r=1時，似然率為7.11，小于5%的臨界值9.24，因而接受零假設r=1，也就是說OFDI和EX之間存在一個協整關系，估計出協整關系所對應的長期方程分別為：

方程下面的括號中為t統計量。由此可以看出，長期來看，對外直接投資與外貿出口存在正相關，對外投資每增加1個百分點會使出口相應增加0.36個百分點。

（三）Granger因果檢驗

協整檢驗結果表明變量之間存在長期的均衡關系，但這種關系是否具有因果性還需要進一步驗證。在存在協整關系的情況下，可利用如下的誤差修正模型（EC）進行Granger因果檢驗：

Engel和Granger指出如果變量之間存在協整關系，則在它們構成的誤差修正模型（EC）中，因果關系可通過兩個渠道產生：一是通過回歸元滯后項變化的短期影響；二是通過誤差修正項(EC)的長期影響。因此，在方程（2）中，若α1i總體上顯著異于0，則意味著OFDI是EX的短期Granger原因；如果γ1顯著不為零，則OFDI是EX的長期Granger原因;反之，如果α1i在總體上顯著等于0，則OFDI不是EX的短期Granger原因；如果γ2顯著為零，則OFDI不是EX的長期Granger原因。同理，可利用方程（3）檢驗EX是否OFDI的長期或短期Granger原因。因果檢驗的結果見表3：

由表3可見，短期來看，出口的變化不是導致對外直接投資變化的Granger原因，而對外直接投資對出口卻存在Granger意義上的先導關系，盡管這一結論只在10%的顯著性水平下才成立，但仍可以看到對外投資對外貿出口存在的積極影響。另外，誤差修正模型中，誤差修正項系數分別為γ1=-0.0383，γ2=0.6858，各自對應的t統計量分別為-1.6295和3.5124，這說明從長期來看對外直接投資對出口貿易的Granger先導作用不顯著。

四、結論與政策建議

基于1982-2003年的相關時序數據實證分析了對外直接投資對我國外貿出口的影響，實證分析主要得出了以下結論：

第一，協整分析表明，對外直接投資與外貿出口都是非平穩的變量，長期來看，它們之間存在著穩定的正相關關系，對外投資每增加1個百分點會相應帶動出口增加0.36個百分點。這意味著發展對外直接投資，將具有比較優勢的產業和技術擴散到發展中國家乃至發達國家，可以帶動我國的技術設備、勞務和商品的出口。一般來講，對外直接投資可通過以下幾個途徑帶動設備和中間產品的出口：（1）中方設備作價進行投資，從而有力的帶動我國的設備出口；（2）通過設備的更新和配套要求帶動出口；（3）通過向海外企業供應原材料和中間產品帶動出口。近年來的實踐也證實，對外直接投資促進了我國機電產品和中間產品的出口。

第二，基于誤差修正模型的Granger因果檢驗表明，對外直接投資對外貿出口的Granger因果關系不顯著：短期內，對外直接投資的先導作用只在10%的水平上是顯著的，長期來看，這種先導作用則在更高的水平上才具有顯著性。這意味著對外直接投資對外貿出口的潛在作用未得到充分發揮。這主要由于我國對外投資的規模相對偏小，境外投資金額僅占世界對外投資總量的0.15%，吸引外資與對外投資的比例發達國家為1:1.14，發展中國家為1:0.13，而中國僅為1:0.0 9，這反映了中國的對外直接投資尚處于起步階段，它的規模效應和外溢效應還未顯現出來。

按照鄧寧的經濟發展周期論，中國目前基本上跨越了第二階段，部分地區開始進入第三階段。然而在實際中，對外投資卻存在“滯后效應”，實際對外投資遠低于應該的“理想狀況”。因此，應積極鼓勵企業“走出去”，適度放松對境外投資的外匯管制，賦予大型優勢企業更大的境外投資決策自主權，對特定的優勢企業提供稅收、金融方面的鼓勵措施，促進企業對外投資建廠，以投資占市場。

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