自資本作爲一種生產要素跨越國界以來,對外直接投資(FDI)與國際商品貿易間的關係就成爲經久不衰的研究課題｡2003年,中國成爲世界最大的FDI流入國;截止2006年底,我國累計實際利用FDI已達7039.81億美元,大量的FDI流入對我國進出口貿易的發展產生了巨大影響｡爲了較準確的衡量FDI對進出口貿易的影響機制,本文擬以“長期”作爲時間跨度,應用協整方法和誤差修正模型,重新檢驗改革開放以來FDI對中國進口和出口貿易的影響｡
一、國內外文獻綜述
有關FDI與國際貿易關係的理論研究很多,Mundell(1957)最初提出貿易替代模型,之後先後出現了“互補貿易模型”(Markuson,1983)､“小島清模型”(Kojima,1987)等理論｡Helpman(1984)､Helpman和Krugman(1985)認爲,在要素稟賦不對稱和規模報酬遞增的情況下,由於跨國公司的專有資產很難透過外部市場達成交易,就會產生大量的公司內交易和對中間產品的需求,由此帶動母國的出口貿易｡FDI與國際商品貿易間關係的實證研究主要有Nakamura和MaryAmiti(1998,2000)的研究表明兩者呈互補關係｡Eaton和Tamura(1994)､Goldberg和Klein(1998)對日本的檢驗證實日本對外直接投資對商品進出口起到了促進作用｡儘管大量的實證研究表明,FDI對國際商品貿易具有促進作用,但是,Goldberg和Klein(1998)的另一實證研究發現,美國在拉丁美洲的直接投資減少了雙邊貿易額,兩者呈替代關係｡此例說明FDI與國際商品貿易間的關係在不同國家或地區是相異的｡
中國學者對FDI與貿易的關係也進行了不少研究｡冼國明等(2003)依據中國改革開放以來的數據,分析得出FDI與中國的出口之間存在長期的均衡關係;陳憲,陳晨研究發現FDI增長與進出口額增長的相關性呈現由強到弱後又增強的趨勢,原因是FDI在當年透過帶動進口刺激了對外貿易增長,數年後則透過推動出口對外貿增長再次產生影響｡史小龍等(2004)則採用協整分析方法得出:FDI流入對我國商品進出口有長期的顯著的促進作用,而對出口的短期變化影響不顯著｡陳繼勇等(2006)用貿易引力模型,結合混合迴歸分析與橫截面分析兩種方法得出FDI對中國商品進出口､出口､進口的增長均存在長期且顯著的促進作用,但這種促進作用存在時滯,且隨着時間的推移是波動的,但從總趨勢來看,是在不斷增強｡本文將採用1980—2006年的數據,運用協整分析方法和誤差修正模型重新研究FDI和進出口貿易之間的長期均衡關係及由短期偏離向長期均衡調整的過程｡
二、實證模型和研究方法
(一)實證模型
本文應用非平穩時間序列變量之間的協整關係研究方法來重新檢驗FDI對中國進口和出口貿易的影響｡該方法基礎思想在本文的應用體現在,如果FDI與出口(或進口)值呈現非平穩性,但它們的某種線形組合卻呈現平穩性,表明FDI與出口之間存在某種長期穩定關係,即協整關係｡在協整檢驗之前,本文將採用ADF1法檢驗變量的`平穩性,如果變量是非平穩的,還需檢驗其差分的平穩性,所有變量同階單整,且這些變量的某種線形組合是平穩的,則稱這些變量之間存在協整關係｡根據Stock的證明,本文直接使用傳統的OLS方法｡
對FDI和出口､進口分別進行OLS迴歸:
誤差修正模型是協整分析的一個延伸,短期波動和長期均衡結合在一個模型中｡在確定了FDI與進出口之間的長期關係之後,我們可以轉而估計它們之間的誤差修正過程｡考慮解釋變量短期波動､誤差修正項和各變量滯後變化的影響,建立誤差修正模型如下:
(二)數據來源及研究方法
本文選取1980年至2006年中國外商直接投資發生額(FDI)和進口額(IM)､出口額(EX)的數據作爲實證檢驗對象,1980—2005年的數據來源於歷年的《中國統計年鑑》,2006年的統計數據來自2006年中國國民經濟和社會發展統計公報｡
本文首先對改革開放以來我國對外貿易和利用外資的變化趨勢進行簡單分析,然後對變量進行單位根檢驗和協整檢驗,確定每個變量的平穩性及變量間長期穩定關係的存在與否,最後用誤差修正模型檢驗變量的短期偏離狀況｡
自1980年以來,我國對外貿易呈現出穩步快速增長的態勢,尤其是1998年以來,進口額和出口額迅速增加,這可以歸因於中國關稅壁壘的日益降低和參與國際垂直分工的逐步深入｡中國實際利用FDI在1992年之前徘徊不前,之後有了較大的攀升,而東南亞金融危機的影響使中國吸收外資數量連續兩年處於低迷水平,此後又出現恢復性增長｡雖然FDI與進出口貿易的增長狀況有所差異,但總體增長趨勢是相似｡那麼中國FDI的增長對國際貿易到底有怎樣的影響,本文將透過協整檢驗進行分析｡
首先對FDI,EX,IM的自然對數進行ADF單位根檢驗的結果表明所有變量一階差分後在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設,表明這些變量是1階單整(I(1))｡於是,進一步檢驗變量之間的協整關係｡
可見,方程(1)､(2)的迴歸殘差､在1%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設,表明是平穩的,FDI和進出口之間存在長期穩定關係,即協整關係,且方程(1)和(2)便是這種長期關係的定量表示｡
迴歸顯示,在1980-2006年期間,我國FDI與進口和出口呈現正相關,模型擬合較好,各系數都透過了顯著性檢驗,R2和調整後的R2均在97%以上,F統計值顯著(具體數值見表2)｡殘差自相關校正後的迴歸方程具體數據如下:
LnEX=3.4291+0.5301*LnFDI
+[AR(l)=1.0083,AR(2)=0.0368]
LnlM=4.3539+0.4761*LnFDI
+[AR(l)=1.3483,AR(2)=-0.3486]｡
進一步運用誤差修正模型,採用Hendry從一般到個別的建模方法選擇每一個變量的滯後長度,根據方程(3)和(4)分別得到FDI和進口､FDI和出口的ECM模型,其結果如下:
FDI與出口的ECM:
誤差修正項透過了10%的顯著性水平檢驗,表明在短期內,進口和出口都可能偏離它與FDI的長期均衡水平,但它們的關係由短期偏離向長期均衡調整的速度很快｡就平均而言,出口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度爲26%,而進口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度爲36%｡
四、結論
從方程(1)和(2)的協整迴歸結果可知,FDI變動1個百分點,會帶來出口0.53個百分點的同方向變動和進口0.47個百分點的同方向變動｡這表明FDI與出口和進口之間仍然存在着長期均衡關係｡FDI流入帶來出口的增長,是我國出口導向政策以及產業結構升級調整,更廣泛深入參與國際分工的結果｡而FDI流入促進進口增長,則需要深入分析｡因爲理論上,我國的進口替代政策及FDI的貿易替代效應會使FDI與進口的規模反向而動｡但是從另外的角度分析,外商到中國投資,必然會大量進口國外先進的機器設備､原材料等,因此,實證分析纔會出現FDI在我國的貿易替代效應相對不顯著,“進口替代”政策的效果不明顯,FDI導致了進口的增加｡
誤差修正模型顯示,FDI與出口的關係,每年對上一年非均衡偏離的糾正速度爲26%｡短期內,FDI的變動不會導致出口的迅速反應,因爲FDI從實際引入到產品出口需要一定週期｡出口的短期變動受誤差項和自身滯後一起變動的影響較大｡而FDI與進口的關係,每年對上一年非均衡偏離的糾正速度則較快,達到36%｡且進口的短期波動對滯後一期的FDI變動較爲敏感｡因爲外商投資的初期需要從國外進口大量的機器設備和原材料,所以滯後一期的FDI變動會推動進口的同方向變動｡總體上,誤差修正模型不僅反映出FDI和進出口的關係由短期偏離向長期均衡調整的速度較快,而且證明了FDI和進出口之間的長期均衡關係｡
參考文獻:
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[4] 冼國明,嚴兵､張岸元.中國出口與外商在華直接投資——1983—2000年數據的計量研究[J].南開經濟研究,2003,(1).
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