兩岸貿(mào)易與投資的動態(tài)分析

(蘇州大學(xué) 江蘇 蘇州 215000)

前言

臺商對大陸投資與兩岸進出口貿(mào)易是兩岸經(jīng)濟的重要組成部分。2016年1-6月，大陸與臺貿(mào)易額807億美元，占大陸對外貿(mào)易總額的4.7%。截至2016年6月底，臺資占大陸累計實際吸收境外投資總額的3.7%。在如今兩岸交流不斷深入的背景下，研究分析兩岸貿(mào)易與投資之間的關(guān)系有利于把握兩岸經(jīng)貿(mào)的雙贏格局和融合程度，探求未來經(jīng)貿(mào)合作的機制和發(fā)展趨勢。

一、理論分析與文獻綜述

Robert A.Mundell(1957)在赫克歇爾-俄林的貿(mào)易模型基礎(chǔ)之上論證跨國投資與國際貿(mào)易之間存在嚴格的替代關(guān)系。K.Koyimo(1973)立足日本經(jīng)驗認為通過跨國投資發(fā)揮投資國和東道國邊際產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢，外國直接投資具有更大的貿(mào)易互補性。總結(jié)90年代以來的相關(guān)理論，多數(shù)學(xué)者認為外商投資與國際貿(mào)易之間存在替代、互補等效應(yīng)。

詹明瑛(1994)和張淑貞(2004)針對特定產(chǎn)業(yè)研究1991年以后臺對大陸投資與出口貿(mào)易，發(fā)現(xiàn)投資對產(chǎn)品出口具有替代效應(yīng)。奚君羊，劉衛(wèi)江(2001)發(fā)現(xiàn)外國直接投資對我國的國際貿(mào)易，特別是出口貿(mào)易具有顯著促進作用。王華(2008)論證在短期內(nèi)臺商投資于臺灣對大陸出口的促進和替代效應(yīng)并存。

對于臺商投資與兩岸貿(mào)易間相互關(guān)系的研究結(jié)果的差異，恰恰說明兩岸投資與貿(mào)易互動關(guān)系呈現(xiàn)出動態(tài)發(fā)展的態(tài)勢。

二、研究方法與數(shù)據(jù)說明

(一)研究方法

本文采用向量自回歸模型(VAR)分析兩岸貿(mào)易、投資之間的相互關(guān)系。建立如下的VAR模型:

其中:Yt是作為內(nèi)生變量的k維時間序列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)，A1、A2、……、Ap是作為估計系數(shù)的k×k維矩陣，εt是k維擾動向量，擾動項可以同期相關(guān)，但不存在內(nèi)生性問題。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文選取臺灣對大陸的出口額(EX)、臺灣自大陸的進口額(IM)、臺灣對大陸投資存量(TDI)三個指標研究兩岸貿(mào)易與投資的關(guān)系。考慮到數(shù)據(jù)可比性與可得性，相關(guān)數(shù)據(jù)采用中華人民共和國商務(wù)部臺港澳司的月度數(shù)據(jù)，研究期間為2009年1月至2016年6月。

考慮到兩岸貿(mào)易、投資數(shù)據(jù)存在明顯的季節(jié)性變動，本文采用X11方法對時間序列進行了季節(jié)調(diào)整。為了消除異方差的影響并提高時間序列的平穩(wěn)性，對指標數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

三、研究步驟和文章結(jié)構(gòu)

具體而言，本文的研究步驟如下：數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗；建立VAR模型并確定最優(yōu)滯后期；VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗；VAR格蘭杰因果關(guān)系檢驗；兩岸貿(mào)易與投資的互動效應(yīng)分析；基于VAR進行脈沖響應(yīng)分析。

四、兩岸貿(mào)易與投資關(guān)系的實證檢驗

(一)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

Dickey-Fuller test檢驗結(jié)果表明：logEX、logIM和logTDI在1%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，能通過平穩(wěn)性檢驗。PP檢驗結(jié)果與DF檢驗一致，3個變量都是I(0)序列。

(二)建立VAR模型并確定最優(yōu)滯后期

首先根據(jù)信息準則估計VAR系統(tǒng)的階數(shù)，結(jié)果顯示當階數(shù)為1階時信息準則最小化。其次估計一階向量自回歸模型，結(jié)果顯示投資驅(qū)動效應(yīng)和貿(mào)易誘導(dǎo)效應(yīng)分析的主要系數(shù)均在5%水平下顯著。

(三)VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗

穩(wěn)定性檢驗結(jié)果顯示所有特征值均在單位根之內(nèi)，故VAR系統(tǒng)穩(wěn)定。

(四)VAR格蘭杰因果關(guān)系檢驗

考察變量之間的格蘭杰因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)臺對大陸投資是臺對大陸出口和自大陸進口的單向Granger原因。臺對大陸出口和臺自大陸進口互為Granger原因。

(五)兩岸貿(mào)易與投資的互動效應(yīng)分析

通過回歸分析如下三個方程探討兩岸貿(mào)易與投資的互動效應(yīng)。

logex=α0+α1logtdi

logim=β0+β1logtdi

logtdi=γ0+γ1logtex+γ2logim

其中系數(shù)α1、β1的正負號分別表示臺商投資與臺對大陸出口、自大陸進口的互補關(guān)系或替代關(guān)系，即臺商投資的對陸出口傾向與自陸進口傾向；系數(shù)γ1、γ2的正負號分別表示臺對陸出口及自陸進口與臺商投資的互補關(guān)系或替代關(guān)系，即臺對陸出口及自陸進口對臺商投資的傾向。

首先是臺商投資的驅(qū)動效應(yīng)：α1，β1顯著為正值，分別為2.405，1.847，臺商投資與臺灣對陸出口、自陸進口存在互補關(guān)系。臺商投資每增加1單位，推動2.405單位的臺對陸出口和1.847單位的臺對陸進口。臺商投資對兩岸貿(mào)易有顯著促進作用；臺商投資的對陸出口傾向明顯大于自陸進口傾向；臺商投資驅(qū)動效應(yīng)不平衡，臺商投資每增加1單位，大陸將產(chǎn)生0.558單位的貿(mào)易逆差，主要原因是臺灣當局對大陸推行的“出口放寬、進口嚴控”的限制性貿(mào)易政策。

其次是兩岸貿(mào)易的誘發(fā)效應(yīng)：γ1、γ2顯著為正，分別為0.076，0.157，表明臺對陸出口與自陸進口對臺商投資都具有正向的誘發(fā)作用。臺對陸出口每增加1單位，將推動0.076單位的臺商投資；自陸進口每增加1單位，將推動0.157單位的臺商投資。兩岸貿(mào)易對臺商投資的誘發(fā)效應(yīng)明顯小于臺商投資對兩岸貿(mào)易的驅(qū)動效應(yīng)；臺自陸進口較對陸出口具有更顯著的臺商投資傾向。

(六)基于VAR進行脈沖響應(yīng)分析

考慮到短期內(nèi)受到隨機干擾而偏離均衡水平的可能性，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)測算內(nèi)生變量對隨機擾動項的反應(yīng)情況。

脈沖響應(yīng)圖(inter,logtdi,logex)中臺商投資一個正沖擊，臺對陸出口的差分第1期上升，第2期至第8期趨于平緩；(inter,logtdi,logim)中臺商投資一個正沖擊，臺自陸進口的差分第1期上升，第2期至第8期趨于平緩；上右圖(inter,logex,logtdi)和(inter,logim,logtdi)中臺對陸出口和自陸進口一個正沖擊，對臺商投資幾乎沒有影響。

五、主要結(jié)論與啟示

本文在數(shù)據(jù)資料與VAR經(jīng)濟模型的支持下，對臺商投資與兩岸貿(mào)易的互動效應(yīng)進行了研究，得到如下結(jié)論：

臺商投資與臺灣對陸出口、自陸進口存在互補關(guān)系，臺商投資對兩岸進出口貿(mào)易都有顯著的促進作用。同時，臺商投資的對陸出口傾向明顯大于自陸進口傾向，臺商投資對兩岸貿(mào)易的驅(qū)動效應(yīng)是不平衡的，會引起大陸的逆差效應(yīng)。

2.臺對陸出口與自陸進口對臺商投資都具有正向的誘發(fā)作用。其中臺對陸出口與自陸進口對臺商投資的誘發(fā)效應(yīng)明顯小于臺商投資對臺對陸出口與自陸進口的驅(qū)動效應(yīng)；臺自陸進口較對陸出口具有更顯著的臺商投資傾向，更有利于推動臺商對大陸的投資。

3.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析顯示臺商投資的沖擊對臺灣對陸出口、自陸進口具有顯著作用，而臺對陸出口與自陸進口的沖擊對臺商投資不具有顯著作用，未來兩岸經(jīng)貿(mào)關(guān)系的發(fā)展中應(yīng)注重在維持投資對貿(mào)易驅(qū)動效應(yīng)的基礎(chǔ)上注重貿(mào)易對投資誘發(fā)效應(yīng)作用的發(fā)揮。