中國中部地區國際貿易與IFDI關系的實證分析

田文舉 賈天明

一、引言和文獻回顧

聯合國貿易和發展會議（貿發會議）于2012年發布的《全球投資趨勢預測》指出，中國繼2003年之后再次超過美國成為全球最大外國直接投資流入（inflowing foreign direct investment，IFDI）的目的地。與此同時，中國國際貿易也有迅速發展，兩者之間具有明顯的同步性和相關性，這引起學者們對兩者關系的探索。本文擬以“長期”作為時間跨度對中國中國中部地區的國際貿易和IFDI兩者之間的關系進行重新檢驗，研究該地區國際貿易和IFDI在長期內存在怎樣的相互關系。

相關的研究表明，外國直接投資與國際貿易之間主要存在三種關系：相互替代關系、相互補充關系和相互融合關系。

（1）相互替代關系。Robert A.Mundell（1957）在H-O模型基礎上，采用靜態分析方法，運用兩個國家、兩種生產要素以及兩種商品分析框架，假設兩國之間存在貿易壁壘，且廠商始終沿著特定的軌跡（即所謂的Rybczynski線）實施對外直接投資，得出了以下結論：外國直接投資會完全替代投資國出口貿易，當兩個國家的要素稟賦和技術水平相接近時，這種替代效應會尤為明顯。Buckley和Casson（1976）從交易成本的角度出發，如果跨國公司在投資國設立子公司，這種方式會降低內部交易成本，從而替代外部市場的交易行為，也得出外國直接投資與國際貿易之間存在替代關系。Pfaffermayr（1996）和Head and Ries（2001）從實證的角度采用面板數據分別分析了奧地利和日本相關行業FDI與國際貿易的關系，得出FDI與國際貿易存在明顯的互補關系。

（2）相互補充關系。20實際80年代后，國家間的貿易已不再是簡單的商品交換和單向資本流動，而是技術、資本、管理等多要素的流動，Robert A.Mundell的傳統分析框架已經不能解釋國際貿易與投資中出現的新問題，Markuson（1983）在Mundell的基礎上，利用要素比例模型揭示了商品貿易和要素流動之間的關系，提出了新的互補性關系，如果商品貿易和要素流動之間是“合作的”關系，那么他們商品的貿易和生產要素流動體現為互補關系，反之為替代關系。但是最有影響力的是日本學者小島清（1987）提出的FDI與國際貿易之間存在互補效應的小島清模型。他指出，為了使東道國能充分利用技術要素，投資國將會對東道國具有比較優勢的產業進行投資，從而促進了東道國比較優勢產業的發展，創造出新的貿易機會，使兩個國家間的貿易規模變大，擴大了國際貿易的規模總量。因此，外國直接投資與國際貿易之間是一種互相補充互相促進的關系。

（3）相互融合關系。FDI與國際貿易具有相互融合關系，最早見于Patrie（1994）年的研究，他根據激發直接投資的動機不同將直接投資劃分為三類：市場導向型直接投資、生產導向型直接投資、貿易促進型直接投資，其中市場導向型直接投資可能可以替代貿易，而其他兩類可以促進國際貿易的開展，激發直接投資的動機不同，貿易與投資的關系也不同。

關于外國直接投資與我國進出口貿易的關系，我國許多學者也進行了相關的研究。陳繼勇，秦臻（2006）在運用貿易引力模型的基礎上，結合混合回歸分析、橫截面分析兩種方法，得出了以下結論：外國直接投資對中國商品進出口的增長均存在長期且顯著的促進作用，但是，這種促進作用存在時滯。李海波（2008）借鑒新古典貿易理論中的特定要素模型的分析方法，對外國直接投資國際貿易的影響進行實證分析，得出結論：在順差部門，FDI與國際貿易呈互補關系，逆差部門呈替代關系。焦知岳，黃惠英（2008）的實證研究結果表明，外國直接投資對我國進出口貿易具有長期的促進作用，并且外國直接投資和我國進出口貿易之間的關系由短期偏離向長期均衡的調整速度很快。鐘曉君（2009）運用基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解法，對我國FDI與進出口貿易之間的動態關系進行了動態研究，得出FDI對我國進出口貿易具有的促進作用。

以上的研究對探索國際貿易和IFDI之間的關系提供了有益的借鑒，不僅提出了在各種經濟條件下的理論，而且應用實證的方法證明了有關理論所闡述的觀點.但是現有研究實際上大多存在三點不足：第一，只是對國際貿易和IFDI短期關系進行考察，未能將兩者之間的關系置于“長期”內進行探索，國際貿易和IFDI能否在一個較長時期內構成“貿易投資一體化”的關系不得而知；第二，關于IFDI對國際貿易的影響分析大多采用了當年的流量數據，忽略了前期（t）IFDI對以后各期（t+1，t+2，…..）國際貿易的持續影響，從而由此而產生的IFDI的存量數據對國際貿易的影響未能反映在模型之中；第三，現有文獻中，對新息沖擊所導致的內生變量的目前值和未來值影響未做預測。基于以上研究的不足和缺陷，本文以協整檢驗和脈沖響應函數的方法進行完善性的研究。

二、方法與數據

為了研究國際貿易與IFDI之間的長期關系，本文以協整理論為基礎進行建模，首先必須對時間序列進行平穩性檢驗，再進行協整檢驗和格蘭杰檢驗。在此基礎上，進行脈沖響應函數分析和動態測算。

1、單位根檢驗。采用ADF（Augmented Dickey-Full）檢驗法檢驗變量的平穩性。假設序列yt服從p階自回歸過程。檢驗方程為

其中c為常數項、δt為趨勢項。作假設檢驗為H0：λ=0；H1：λ<0。如果接受原假設則說明序列yt沒有單位根。方程中加入p個滯后項，是為了使殘差項εt成為白噪聲。對于非平穩序列，還需檢驗其差分的平穩性，如果變量的n階差分是平穩的，則稱它是n階單整的，記作I（n）。而變量同階單整是變量之間存在協整關系的必要條件。

2、協整檢驗。對于服從I（1）過程的變量的協整檢驗，從檢驗的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG兩步法協整檢驗；另一種是基于回歸系數的Johansen檢驗，Johansen提出了一種在VAR系統下用極大似然估計來檢驗多變量間協整關系的方法，即Johansen協整檢驗，這里我們采用后者進行分析對IFDI和貿易變量進行回歸。

3、格蘭杰（Granger）因果檢驗。格蘭杰因果檢驗是在考察序列x是否是序列y產生的原因時采取的辦法：先估計當前的y值被其自身滯后值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰成因（Granger Cause），此時x的滯后期系數只有明顯的統計顯著性。一般的，還應該考慮問題的另一方面，即序列y是否是x的格蘭杰成因。

4、脈沖響應函數。在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數（IRF）。

本文選取中國實際利用外國直接投資額及其進出口貿易額作為實證檢驗對象，將數據的時間序列長度定為1992---2011年，數據單位為億美元，數據來源于歷年的《中國統計年鑒》。令CIFDI、CEX、CIM分別代表中國中部外國直接投資流入、中部出口貿易和中部進口貿易額，由于對時間序列數據進行自然對數變換不會改變數據的特征，卻能使數據趨勢線形化并一定程度上消除時間序列中的異方差，因此本文在實證分析時采用各變量的對數值，分別表示為LnCIFDI、LnCEX、LnCIM，取對數后數據作為時間序列。

本文以我國1992--2011年的數據為分析樣本，從國際貿易與IFDI的數量角度出發，對外商投資企業的歷年進出口額與IFDI的關系做出分析。本文采用的實證分析方法以協整檢驗為基礎主，說明變量之間是否存在一種長期均衡關系；之后，IFDI的單位變化如何通過其內在聯系引起對整個系統的擾動，就需要建立VAR模型對LnCIFDI、LnCEX、LnCIM之間的關系作脈沖響應分析并最終確定各變量之間的長期關系。

三、實證分析結果

（一）ADF單位根檢驗

表1 中部 LnCIFDI、LnCIM、LnCEX序列A DF單位根檢驗結果

如表1所示，LnCIFDI、LnCIM、LnCEX一階差分序列的ADF檢驗值均小于1%檢驗水平的臨界值，所以LnCIFDI、LnCIM、LnCEX一階差分序列都是平穩序列，并且取得一階單整。為對時間序列進行協整檢驗提供了必要條件。

（二）協整檢驗結果

注：***，**，*分別表示在 10%、5%、1%水平上顯著。

為了考察時間序列之間是否確切存在協整關系，繼續對協整回歸方程（1）-（4）的回歸殘差進行平穩性檢驗，所用方法仍然是ADF檢驗，結果如表2所示：

表2 殘差序列A DF單位根檢驗結果

（三）格蘭杰檢驗結果

以中國中部地區1992—2011年期間的進口額、出口額的數據樣本與IFDI作格蘭杰檢驗，檢驗結果如表3所示：

表3 外商投資格蘭杰因果關系檢驗結果

從表3來看，以上四條假設只有進口不是引起IFDI的原因被拒絕，即進口是引起IFDI的原因。

以中部1992—2011年的進口額、出口額的數據樣本與IFDI作格蘭杰檢驗，檢驗結果如表4所示。

表4 中部進口額、出口額與東部IFDI格蘭杰因果關系檢驗結果

（四）脈沖響應分析：中部總進口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應分析

已知進口、出口、IFDI均是I（1）序列，符合協整檢驗前提，可進行協整檢驗。

表5 滯后階數判斷結果

首先確定最大滯后階數。建立三者的VAR模型，對序列進行VAR模型估計，選擇最大滯后階數為3.得到滯后階數判斷結果如表5所示：

由表5可知，5個準則選出來的滯后階數為1階，因此VAR模型的滯后階數應定義為1階。

根據Johansen協整檢驗和VEC模型的滯后階數選擇原則，得到Johansen協整檢驗和VEC模型的滯后階數為0階。

（五）Johansen協整檢

考慮LnCIFDI、LnCIM、LnCEX是否存在協整關系。下面進行Johansen協整檢驗，得到協整檢驗的結果如表6所示：

表6 Johansen協整檢驗結果

由表6可知，2個原假設被拒絕，Johansen協整檢驗表明在0.05顯著水平下有2個協整關系。

考慮到實際意義，我們選擇第一個協整關系進行分析。建立向量誤差修正模型，對向量誤差修正模型進行脈沖響應分析。脈沖響應分析結果表7所示。

表7 LnCIFDI對LnCIM、LnCEX、LnCIFDI的脈沖響應分析

由表7可以看出，外國直接投資對其自身的一個標準差擾動具有明顯的正效應，并且從第一期開始就達到了最大值0.46374，之后正效應有減弱趨勢，但是仍然維持在較高水平。外國直接投資對于進口貿易的標準差，除第一期效應為0外，其它各期都為正效應，呈現逐期上升趨勢，其經濟含義為外國直接投資有利于我國中部地區進口貿易的發展。外國直接投資對于出口貿易標準差的擾動呈現波動性，首先在第一期為0的基礎上，第二期就達到了最大值0.069115，之后正效應一直持續到第五期，從第六期開始，外國直接投資對出口貿易呈負效應，且負效應逐期加強，這表明IFDI對出口貿易即存在積極的正向影響又存在消極的負向影響。

四、結論與研究的改進方向

本文在前人理論和實證的基礎上，運用VAR模型的脈沖響應函數，對我國中部地區1992—2011年期間外國直接投資和進出口貿易之間的長期動態關系納入統一框架中進行了動態研究。在以上分析基礎上，可以得出以下一些結論和政策建議。

第一，由脈沖響應函數分析的結果可知，IFDI對中國中部地區的出口貿易由開始的正效應隨著時間的推移轉化成了負效應。原因可歸于以下兩個方面：一方面外資的流入帶來了先進的生產技術產生了技術外溢，提高了當地企業的勞動生產率，促進了中部地區內資企業產品質量和國際知名度，從而擴大出口，隨著出口的增加國際收支的改善，收入增加，帶動了當地內需的增加，從而間接減少了出口；另一方面隨著經濟發展，勞動力成本會相應提高，如此提高了產品的生產成本，原本依靠價格優勢出口的產品失去了國外競爭力，從而出口也會下降。

第二，從脈沖響應函數軌跡我們可以看到，外國直接投資對我國中部地區進口貿易有長期促進作用。原因同樣可以歸結為兩個方面，一個方面是外商選擇在中部地區投資的一個重要原因是當地廉價的原材料和勞動力，因此投資多集中在資源消耗型為主的行業領域，這些領域需要大量進口企業相關設備、原材料和技術，導致進口明顯增加，同時，當地政府為吸引外資不斷的加強相關基礎設施建設，投入了大量的資金，資金投入的一大部分用在了設備、原材料和技術的引進上，因而間接地促進了進口的增加；另一方面，對于相對落后的中部地區來說，基礎設施的建設相比東部持續的時間要長，因而相關設備、原材料和技術的引進是一個不斷積累的過程，出現了外資對中部地區進口貿易的正效應隨時間加強的趨勢。

第三，因此，為了更好的發揮外資對西部地區國際貿易的作用，優化國際貿易結構，可采取以下措施：①加強工業基礎設施建設，完善工業產業鏈，為外企提供良好的投資環境，擴大外資投資領域；②充分利用IFDI流入過程中產生的知識和技術外溢，學習外資企業先進的科學知識和管理理念，提高當地企業的勞動生產率和自主創新能力，增強當地企業的市場競爭力；③借鑒東部地區先進的引資理念和策略，充分利用好外資企業促進西部地區產業結構和產品結構升級，增強西部出口企業出口產品的附加值和競爭力，創造條件吸引相關人才和技術的流入。

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