摘 要:國內研究大多集中于外商直接投資與對外貿易的分析,而對于我國的對外直接投資與對外貿易關系的研究相對較少。本文利用協整理論、格蘭杰因果檢驗實證考察1982年-2013年我國對外投資與出口之間的關系。結果表明,我國的對外直接投資具有貿易促進作用,出口是對外直接投資變化的原因。
關鍵詞:對外直接投資;貿易效應;啟示
參與國際競爭的方式有兩種,一是出口,二是對外直接投資。商務部報告顯示,中國已成為了世界第三大投資國,隨著“一帶一路”等重大戰略的實施,企業“走出去”的機會也在增多。我國投資規模相較于發達國家偏小,企業在對外直接投資中也面臨著經驗不夠、不適應東道國文化、風險防范能力不足的問題,同時針對中國企業的“兩反一保”等貿易壁壘越來越多,對外直接投資也成為突破貿易壁壘,整合全球資源,優化自身結構的手段,因而對我國來說,分析對外直接投資產生的貿易效應具有重要意義。
一、文獻回顧
最早對國際直接投資和貿易進行分析的是蒙代爾(Mundell,1957),提出貿易與投資的替代模型,他認為當存在貿易壁壘,對外貿易遇到障礙時,投資可以避開壁壘成為貿易的替代物,從而對外貿易與投資之間完全替代。小島清(Kojima,1977)將對外貿易與對外投資統一于國際分工,他認為對外直接投資從母國比較劣勢產業依次進行,發現東道國潛在的比較優勢,而母國集中開發新產業,會使兩國的比較成本差距變大,貿易額就會增加,貿易和投資間存在互補關系。在實證研究方面,赫斯特(Host,1972)運用回歸分析的方法發現跨國公司海外子公司銷售額的增長與出口增長負相關,Lipsey和Weiss(1981)則研究美國跨國公司海外子公司的生產和出口行為,發現原材料、中間品的海外生產和美國同年向發展中國家出口的同一商品的出口量顯著正相關,由此得出美國的對外投資對同行業的對外貿易更多的是正面的積極影響。
二、實證分析
1.數據的選取
為避免不同統計方法和來源造成的誤差,盡可能使所用的數據指標來自同一數據源。選取中國1982年-2013年共計32年的數據,對外直接投資數據(ODI)來自聯合國貿易與發展委員會(UNCTAD),對外貿易出口額(EX)來自中國統計年鑒。為簡化模型便于分析,對兩變量進行對數化處理。
2.時間序列的平穩性ADF檢驗和協整檢驗
單位根檢驗得到的結果顯示LNODI的ADF檢驗統計值大于臨界值,不能拒絕存在單位根的原假設,LNODI是非平穩的,一階差分DLNODI的ADF檢驗統計值小于1%的臨界值,DLNODI是平穩的。同樣,LNEX是非平穩序列,而一階差分序列DLNEX平穩,即變量是一階單整的,可以進一步來檢驗協整關系。
建立起兩變量的長期均衡方程,進行兩變量協整關系的EG檢驗,由LNEX與LNODI兩變量是一階單整的,為I(1),使用OLS法通過運用Eviews7.2軟件,對模型進行估計,得到結果:
LNEXt=6.012757+0.502291*LNODIt
從模型來看,我國對外投資額每增加一個單位,出口貿易額平均會增加0.502291個單位。殘差的ADF統計值也小于1%的臨界值,顯著拒絕存在單位根的原假設,殘差序列數據是平穩的,變量LNEX,LNODI為(1,1)階協整。這一結果也表明,我國的對外直接投資和出口是有著長期穩定關系。
3.格蘭杰因果關系檢驗
前面驗證了對外直接投資和出口的相關關系,但相關并不意味著存在因果關系,而只能說明兩者依存性很高。在因果檢驗時候選取3個滯后期,檢驗結果顯示出口推動對外投資,而投資并不是出口發生變化的原因。
三、結論與建議
第一,從實證研究中可以看到對外投資和出口之間是互補的關系,但對外直接投資存在局限性,對外直接投資主要是用來維護已有的市場,一般說來出口可以增加對東道國市場的認識,進而會促進對東道國的投資,從這個角度看,中國的對外直接投資會促進出口,這也說明繼續推進企業走出去的合理性。
第二,要加強對外直接投資的宏觀管理,營造良好的國際氛圍,加快多邊談判和投資協定簽署過程,為企業投資做擔保,為進一步促進投資提供便利;企業要想投資海外首先要有明確的戰略規劃,學會規避和駕馭風險,擁有一定經濟實力的企業可以通過并購獲取行業核心技術,或設立研發中心,整合當地科技資源,提高企業的產業鏈地位。
參考文獻:
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[3]Kojima,K.Transfer of Technology to Developing Countries—Japanese Type versus American Typ[J].Hitotsubashi Journal of Economics,1977,17(2):1-14.
作者簡介:鄔肖玢(1992- ),女,漢族,山東省菏澤市人,南京財經大學金融學院2013級金融專業在讀碩士研究生,研究方向:國際投資