江蘇省對外直接投資與對外貿易關系的實證研究

李振 沈言言

摘要：江蘇省作為我國開放型經濟大省和經濟發達地區，對外直接投資與對外貿易發展迅速。基于已有相關研究，選取江蘇省1992—2014年對外直接投資及對外貿易相關數據，運用協整檢驗、多元回歸等方法，對江蘇省對外直接投資與對外貿易的關系進行實證研究。結果表明，江蘇省進出口貿易對對外直接投資有顯著影響，出口與對外直接投資表現為替代關系、進口與對外直接投資表現為互補關系，外貿進口對江蘇省對外直接投資的貢獻大于出口。

關鍵詞：對外直接投資；對外貿易；協整檢驗

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A文章編號：2095-3283（2016）06-0059-04

近年來，在全球對外投資總體趨勢放緩的背景下，中國對外投資發揮的積極作用凸顯。隨著我國企業技術創新能力、自身規模的壯大及國際經營能力的提升，中國對外投資的規模不斷擴大。2014年中國對外直接投資額達1029億美元，首次突破千億美元，未來幾年，在“走出去”和“一帶一路”戰略引領下，中國將逐步由“商品輸出”過渡到“資本輸出”的發展新階段，對外直接投資對我國經濟的發展將產生越來越重要的影響。

改革開放以來，江蘇省對外貿易發展迅速，進出口貿易總額從1992年的6962億美元增加到2014年的563762億美元，無論是貿易規模還是增速在全國均處于領先地位。盡管江蘇省對外直接投資與對外貿易發展水平差距明顯，但對外直接投資額已從1992年的187萬美元增加到2014年的721571萬美元，年均增長146%，在全國各省區市中處于領先水平。江蘇的對外貿易與對外直接投資都呈現快速發展的態勢。對外貿易與對外直接投資是促進一國經濟發展的重要因素，兩者之間存在密切關系，因此，對對外直接投資與對外貿易的關系進行實證分析具有重要現實意義。

一、研究綜述及結論

國內學者對對外直接投資與對外貿易的關系進行了相關研究。張如慶（2005）的研究表明中國的對外直接投資與出口和進口都只有單向的因果關系，即進口和出口是對外直接投資變化的原因，而對外直接投資卻不是進口和出口變化的原因，他認為中國對外直接投資與對外貿易的促進或替代效應都不太明顯，原因可能在于這一時期中國的對外直接投資規模總體較小，而對外貿易增長的速度很快；謝杰、劉任余（2011）使用空間計量經濟學方法對對外貿易與對外直接投資的關系進行研究，認為兩者存在著直接互補效應，另外我國針對不同地區的投資具有空間上的互補效應；喬晶、胡兵（2015）分析認為，2005—2009年我國對外直接投資對出口存在穩健的促進效應，并認為隨著生產銷售型對外直接投資規模擴大，可能會與出口存在替代效應；張春萍（2012）根據我國對不同國家的對外直接投資與進出口貿易的相關數據進行實證研究，認為我國對外直接投資對進出口具有顯著的創造效應，且對不同類型國家的對外直接投資，創造效應的強度存在差異；柴慶春、胡添雨（2012）通過我國對東盟和歐洲投資差異性的考察，也證明我國對外直接投資的貿易效應存在區域不同，對發展中國家的投資屬于獲取資源型，對發達地區的投資則為了繞開貿易壁壘；蔣冠宏、蔣殿春（2014）研究發現對外直接投資總體上促進了出口，但不同類型的對外直接投資出口效應存在不同，其中商服貿易類投資出口效應最為顯著。

對外直接投資本身體現了兩國或兩地區的貿易聯系，一般認為兩國貿易聯系越緊密，對外直接投資相應越多。在衡量貿易聯系時，進出口貿易額是比較合理的指標。

1出口與對外直接投資。當存在貿易障礙時會促進資本的跨國流動，而當資本的跨國流動受到阻礙時會促進對外貿易的發展。以靜態觀點進行分析，一種產品既可以通過貿易，也可以通過投資進入另一國市場。選擇進行貿易就替代了投資，這種替代效應在兩國具有相同的生產函數時更為明顯。另外，對外直接投資一般表現為先有市場，隨著出口規模的擴大，投資主體就會考慮在海外建立自己的產品銷售子公司，當市場成熟后，投資主體就會進行海外直接投資，在東道國建立海外生產制造基地，從而用對外直接投資替代對東道國的出口。同時出口水平也間接反映東道國的市場規模，東道國從母國進口越多，則表明其市場規模和購買力越強。因此，從對外直接投資的發展階段來看，對外直接投資與對外貿易有著替代和創造兩種不同的效用。如果是貿易創造效應，則出口與對外直接投資正相關，如果是貿易替代效應，則出口與對外直接投資負相關。

2進口與對外直接投資。弗農（RVernon，1966）將產品的生命周期劃分成三個階段，即新產品、成熟產品和標準化產品階段，認為在世界區域范圍內，某種產品所處生命周期階段的不同決定了其生產區位的不同，而跨國直接投資則是產地轉移的必然結果。這種跨國直接投資則會抑制技術創新國的出口貿易，但會進一步促進母國對東道國的進口貿易。同時由于對外直接投資也可能會給東道國和母國之間營造新的貿易機會，使原來的貿易規模擴大。跨國企業在海外進行直接貿易時，雖然會一定程度替代貿易，但往往也會同時創造對勞務和半成品的需求，進而使母國和東道國之間的貿易規模擴大。另外對外直接投資也會提升企業效率，降低生產成本，經過東道國將產品返銷給母國以擴大母國進口。但母國的跨國企業在將生產設備向東道國轉移時，也會減少母國對生產所需原材料的進口。所以，若是反向進口效應，則進口和對外直接投資存在正相關，若是進口轉移效應，則進口與對外直接投資存在負相關。

二、模型構建與數據說明

（一）模型的構建

以江蘇省進出口額作為解釋變量，將江蘇對外直接投資作為被解釋變量建立多元線性回歸模型，引入解釋變量江蘇省生產總值（GDP）衡量經濟增長。為了降低異方差的影響，采用對數模型來研究各變量與江蘇省對外直接投資的關系，模型如下：

LNOFDIt=β0+β1LNEXt+β2LNIMt+β3LNGDPt+μt

在模型中，OFDIt表示第t年江蘇省對外直接投資，單位為萬美元；EX表示江蘇省對外出口額，單位為億美元；IM表示江蘇省進口額，單位為億美元；GDP表示江蘇省生產總值，單位為億元。

需要注意的是，雖然對線性模型取對數后能在一定程度上降低異方差對模型的影響，但同時要注意對數變換后變量的經濟學含義需要從彈性系數的角度來觀察各個解釋變量對江蘇省對外直接投資的影響。

（二）數據收集

考慮到江蘇省對外直接投資的時間還較短，相關數據不完善，所以樣本區間設定在1992—2014年。選取江蘇省歷年統計年鑒中的中方協議投資額表示對外直接投資（OFDI），用江蘇省出口額（EX）、進口額（IM）表示對外貿易，用江蘇省生產總值（GDP）來度量經濟增長和經濟規模，而其他可能的因素對于模型的作用包含在隨機誤差項μt里，然后對模型進行實證分析，具體數據見表1。

三、實證分析

（一）ADF檢驗

本文采用Eviews80軟件進行分析。由于非平穩時間序列數據很容易造成“偽回歸”現象，導致檢驗結果中t、F、R2統計量失效。因此對經濟變量進行回歸分析前，首先進行ADF檢驗來分析數據的平穩性。同時，采用赤池信息準則（AIC準則）和施瓦茲準則（SC準則）來確定滯后期，檢驗結果如表2。

LNOFDI、LNEX、LNIM、LNGDP的ADF統計值全部大于10%臨界值，所以LNOFDI、LNEX、LNIM、LNGDP是非平穩時間序列。但是△LNOFDI、△LNEX、△LNIM、△LNGDP的ADF統計值全部小于5%臨界值，則LNOFDI、LNEX、LNIM、LNGDP是一階單整的，即是I（1）。

（二）協整檢驗

根據協整理論，如果兩個序列滿足單整階數相同且存在協整關系，則這兩個非平穩序列之間就存在長期穩定的關系，從而可有效避免偽回歸問題。因此，進一步采用協整檢驗分析變量之間的關系，檢驗結果如下表3。

由多變量協整關系檢驗可知，LNOFDI與LNEX、LNIM、LNGDP之間均存在長期穩定關系。所以回歸的結果可信，由OLS法所得江蘇省對外直接投資與進出口及生產總值關系的最終模型為：

LNOFDI=-2674-450*LNEX+396*LNIM+419*LNGDP

從模型結果可以看出，江蘇省出口EX每增長1個百分點，江蘇省對外直接OFDI就會下降45個百分點。說明江蘇省出口與對外直接投資負相關，二者存在替代關系；江蘇省進口每增加1個百分點，對外直接投資OFDI會增加396個百分點，說明江蘇省進口與對外直接投資OFDI正相關，二者存在互補關系；另外，江蘇省生產總值GDP每增加1個百分點，對外直接投資OFDI會增加419個百分點。說明江蘇省生產總值GDP對對外直接投資OFDI有顯著的促進作用且呈正相關。下面進一步基于VAR模型的方差分解分析各解釋變量對江蘇省對外直接投資貢獻度。

（三）基于VAR模型檢驗的方差分解

1VAR模型平穩性檢驗

由于方差分析必須要求VAR模型是穩定的，在上述分析的基礎上對LNOFDI和LNEX、LNIM、LNGDP進行了VAR模型的穩定性進行估計，并對VAR模型的結果進行檢驗，發現VAR模型的全部特征值的倒數都在單位圓內，則VAR模型是穩定的，檢驗結果如下圖1。

2方差分解

采用方差分解來考察江蘇省對外直接投資與進口、出口、GDP之間相互影響的程度，方差分解結果見表4。

由表4可知，對比GDP變化對OFDI的貢獻及OFDI對自身的影響，可以得出GDP變化對OFDI的貢獻剛開始迅速上升，隨著時間的推移貢獻率逐漸下降，最終穩定在17%左右，表明政府“走出去”戰略在短期會顯著促進對外投資的發展，證明了政策的有效性。長期來看，企業會受到國際經營能力、創新能力及自身實力的約束，這一點從OFDI受到自身影響大于GDP所帶來的影響也得到印證。

對比進出口變化沖擊對OFDI的貢獻，可以看出進口對OFDI貢獻要遠大于出口對OFDI的影響，表明江蘇省對外直接投資主要表現為資源尋求型，另外，從企業自身來講，為了降低成本以及消除市場的外部性，越來越多的企業實施國際一體化戰略，這也是進口對江蘇省OFDI貢獻大于出口的一個原因。

四、結論與對策

通過對江蘇省對外直接投資OFDI與進口和出口的多元回歸分析，以及對江蘇省對外直接投資、出口、進口之間的方差分解分析，得出以下結論：

第一，江蘇省對外直接投資與出口存在負相關關系，表現為替代關系。原因在于，江蘇省作為我國的外向型經濟大省，對外投資和生產具有一定的規模，采用“就地生產，就地銷售”的模式勢必會減少投資國的出口。這與企業國際化階段理論相符。當企業在東道國出口具有一定影響力和市場，并對東道國市場有所了解后，便會從出口轉向在東道國進行直接投資。另外，隨著中國經濟的快速發展，對外貿易規模不斷擴大，遭到東道國政府設置的貿易壁壘限制不斷增多，江蘇省對外直接投資一個很重要的特征就是為規避貿易壁壘而進行的“補償投資”。

第二，江蘇省對外直接投資與進口正相關，表現為互補關系，并且其貢獻要大于出口。原因在于隨著江蘇省經濟的迅速發展，越來越多的生產性戰略資源進口制約著江蘇省經濟的發展，尤其在有色和黑色金屬礦產資源及森林資源等方面極其匱乏，因而促進了資源尋求型的對外直接投資。另外，從企業自身來講，為了降低進口原料、半成品的成本以及消除市場的外部性，越來越多的企業實施一體化戰略，這也促進了對外直接投資。此外，江蘇省生產總值也是對外直接投資的一個重要影響因素。

根據江蘇省當前的貿易戰略，政府相關部門需要重視對外直接投資的作用，積極實施能夠產生貿易創造和互補效應的優惠政策，鼓勵企業通過“走出去”進行對外直接投資來加快自身國際化步伐，以對外投資促進貿易，在國際激烈的競爭中掌握主動權。

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（責任編輯：張彤彤）