進(jìn)出口貿(mào)易協(xié)整論文

1、進(jìn)出口貿(mào)易協(xié)整論文 摘要：本文在回顧了國內(nèi)外關(guān)于對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的理論和文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行了實證研究。分析結(jié)果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系，短期均衡關(guān)系顯著，對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。投資,貿(mào)易-飛諾網(wǎng) 關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型 改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投

2、資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟的影響尚不顯著。隨著我國對外

3、開放程度的不斷深化和經(jīng)濟實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。 一、文獻(xiàn)回顧 迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資

4、”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。 從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互

5、促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)

6、系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。 上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差

7、修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。 二、實證分析 （一）數(shù)據(jù)選取 由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在19892005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI

8、)。同時浙江省經(jīng)濟增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟增長。 （二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗 在對經(jīng)濟變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明

9、這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。 （三）協(xié)整檢驗 近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投

10、資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型： lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+1t（1） lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+2t（2） 綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運

11、用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。 對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。 回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論： 浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2

12、)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。 由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動

13、了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。 由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為

14、了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(jìn)口減少了。（四）誤差修正模型 誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對

15、誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。 由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下： lnEXt=0.027lnCFDIt+0.099lnFFDIt-0.346lnAFFDIt+2.412lnGDPt-1.062ECMt-1 t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3） lnIMt=0.042lnCFDIt-0.313lnAFFDIt+2.425lnGDPt-1.115E

16、CMt-1 t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4） 在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。 在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程

17、具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。 三、結(jié)論與建議 通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論： （1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這

18、樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。 從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲

19、取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟關(guān)系，化解貿(mào)易威脅論（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。 縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為10.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為10.5634(注：根據(jù)2004年世界數(shù)據(jù)報告相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。 （2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞