摘要：以近20年中國進出口貿(mào)易額及外商在華投資企業(yè)貿(mào)易額與外商直接投資數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用計量經(jīng)濟學(xué)對外商直接投資（FDI）之間國際貿(mào)易關(guān)系進行研究。實證結(jié)果表明，基于外商投資企業(yè)的數(shù)據(jù)與FDI之間存在長期穩(wěn)定的相互促進關(guān)系，而全國的數(shù)據(jù)與FDI之間沒有相互促進關(guān)系。文章在解釋實證分析結(jié)果原因基礎(chǔ)上，給出了相關(guān)結(jié)論和啟示。

關(guān)鍵詞：外商直接投資 國際貿(mào)易 外商投資企業(yè) 協(xié)整 格蘭杰因果檢驗

中圖分類號:F710 文獻標(biāo)識碼:A

文章編號:1004-4914(2008)08-060-03

一、引言

國際貿(mào)易和外商直接投資在當(dāng)今世界經(jīng)濟體系中發(fā)揮著越來越重要的作用。進入20世紀90年代以來，世界經(jīng)濟的重要特點是國際貿(mào)易的增長超過了生產(chǎn)的增長，而國際直接投資的增長超過了國際貿(mào)易的增長。所以，國際貿(mào)易和直接投資是商品和生產(chǎn)要素在國際間流動的結(jié)果，兩者之間具有十分密切的關(guān)系。這引起了學(xué)者們對兩者之間關(guān)系的長期探索，從而出現(xiàn)了一系列描述國際貿(mào)易和之間關(guān)系的理論，例如“替代關(guān)系論”、“互補關(guān)系論”、“不確定性關(guān)系論”和“一體化關(guān)系論”等理論，認為兩者之間的可能表現(xiàn)為替代性關(guān)系，也可能表現(xiàn)為互補性關(guān)系，或表現(xiàn)為因果關(guān)系或因果互動關(guān)系，而且目前眾多學(xué)者都傾向性地認為兩者之間的關(guān)系是“一體化的”，即所謂的“貿(mào)易投資一體化”。

近些年來，隨著中國國際貿(mào)易發(fā)展和FDI的增長，兩者表現(xiàn)出明顯的同步性和相關(guān)性。這種同步性和相關(guān)性引起了部分學(xué)者對這個問題的探索，然而，這些研究的出發(fā)點與“貿(mào)易投資一體化”的內(nèi)涵存有較大的偏差，未能充分考慮到外資企業(yè)在兩者之間的關(guān)系中所發(fā)揮的重要作用。本文以“長期”作為時間跨度對中國國際貿(mào)易和FDI兩者之間的關(guān)系進行重新檢驗，研究國際貿(mào)易和在長期內(nèi)存在怎樣的相互關(guān)系。

二、文獻回顧及問題的提出

貿(mào)易與投資的關(guān)系最初是由Mundell(1957)提出的。他認為如果兩國的生產(chǎn)函數(shù)相同，根據(jù)O-H-S定理，可得出貿(mào)易與投資之間具有替代性，即貿(mào)易障礙會產(chǎn)生資本的流動，而資本流動障礙會產(chǎn)生貿(mào)易。20世紀80年代初，Markuson等(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進一步的分析，分析結(jié)果表明，資本要素的國際流動或者直接投資與商品貿(mào)易之間不僅存在替代性，而且在一定的條件下還存在互補關(guān)系。80年代中期以后，Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)等經(jīng)濟學(xué)家又從政治經(jīng)濟學(xué)的角度對貿(mào)易與投資之間的相互關(guān)系進行研究。他們將不是為了繞過關(guān)稅壁壘而是為了化解潛在的貿(mào)易保護威脅而進行的投資叫做“補償投資”(quidproquoinvestment)。

自20世紀90年代中后期，國內(nèi)學(xué)者對這一問題進行了探索，國內(nèi)學(xué)者江小涓(1999)的研究發(fā)現(xiàn)，我國吸收的外資能夠改變進出口商品結(jié)構(gòu)，促使其由消費型進口轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)型進口。錢曉英、賴明勇和張大奇(2001)以引力模型為分析框架，得出了能夠促進對外貿(mào)易的結(jié)論。岑永和邱小平(2003)用模型研究了對對外貿(mào)易的影響規(guī)律，其他的國內(nèi)學(xué)者運用了回歸分析法以及Granger檢驗，績效或貢獻度等分析方法揭示了FDI對貿(mào)易的促進推動作用。

以上的研究對探索國際貿(mào)易和FDI之間的關(guān)系提供了有益的借鑒，不僅提出了在各種經(jīng)濟條件下的理論，而且通過實證的方法證明了有關(guān)理論所闡述的觀點。但是現(xiàn)有研究實際上大多存在三點不足:第一，現(xiàn)有的研究采用的數(shù)據(jù)樣本大多是某國或某地區(qū)歷年的進口總額、出口總額和，未能把外資企業(yè)的相應(yīng)數(shù)據(jù)專門列出進行分析，這實際上有悖于“貿(mào)易投資一體化”的內(nèi)涵，無法在內(nèi)在機制上解釋實證分析的結(jié)果。第二，只是對國際貿(mào)易和短期關(guān)系進行考察，未能將兩者之間的關(guān)系置于長期內(nèi)進行探索，國際貿(mào)易和能否在一個較長時期內(nèi)構(gòu)成“貿(mào)易投資一體化”的關(guān)系不得而知。第三，關(guān)于對國際貿(mào)易的影響分析大多采用了當(dāng)年的流量數(shù)據(jù)，忽略了前期(t)FDI對以后各期(t+1，t+2，…，)國際貿(mào)易的持續(xù)影響，從而由此而產(chǎn)生的存量數(shù)據(jù)對國際貿(mào)易的影響未能反映在模型之中。針對以上的不足，本文采用協(xié)整性檢驗進行研究。

三、研究方法、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

（一）方法說明和模型

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。進行時間序列分析，要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或確定性趨勢。否則，利用最小二乘法進行估計將會產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象.單位根檢驗(Unit Foot Test)是判斷時間序列平穩(wěn)性最常用的方法。時間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗方法主要有DF檢驗法、ADF檢驗法和PP檢驗法等，本文采用ADF檢驗法來檢驗變量的平穩(wěn)性。如有一時間序列Yt，可以建立回歸式Y(jié)t=b+aYat-1+?著，其中b是常數(shù)項，?著t為零均值且非自相關(guān)的隨機誤差項。對上式左右兩邊同時減去，Yt-1可得到：

2.協(xié)整理論是一種建模技術(shù)，它從分析時間序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊含的長期均衡關(guān)。Engle和Granger(1987)的研究發(fā)現(xiàn)，若所有時間序列都是同階單整的，并且存在某一穩(wěn)定的線形組合，則這些時間序列之間存在協(xié)整關(guān)系。對時間序列的協(xié)整檢驗分為兩步，首先，用OLS對回歸方程(稱作協(xié)整回歸方程):

Yt=b+aXt+?著t(3)

進行估計。然后檢驗這個回歸方程的殘差et是否是平穩(wěn)的。檢驗ee是否平穩(wěn)的假設(shè)就是檢驗Xt和X1不可協(xié)整的假設(shè)（如果Xt和X1不是協(xié)整的，則它們的任意線形組合都是非平穩(wěn)的，因此，殘差ee也是非平穩(wěn)的）。

由于本文所研究的FDI與進口、出口之間的數(shù)量協(xié)整關(guān)系會受到時間滯后的影響（前期的進口對后期FDI的有影響），并因此導(dǎo)致存量數(shù)據(jù)對后期的經(jīng)濟活動的影響較為顯著，因此，在上述的協(xié)整回歸方程的基礎(chǔ)上，建立了滯后期為1年的回歸模型：

（二）數(shù)據(jù)選取

本文以我國1986-2005年的數(shù)據(jù)為分析樣本，首先，從國際貿(mào)易與的數(shù)量角度出發(fā)，對外商投資企業(yè)的歷年進出口額與FDI的關(guān)系做出分析，并且對我國歷年進口總額(外資企業(yè)進口額加內(nèi)資企業(yè)進口額)、出口總額(外資企業(yè)出口額加內(nèi)資企業(yè)出口額)與FDI的關(guān)系進行分析，對兩者的關(guān)系做進一步的檢驗。本文采用的實證分析方法以協(xié)整檢驗為主，對模型的處理借助了計量軟件Eviews5.0。

四、實證分析結(jié)果

通過計量軟件Eviews5.0先對外商投資企業(yè)的數(shù)據(jù)進行分析，得到如下結(jié)果：

（一）平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

如表2所示，LnIMt、LnEXt和LnFDIt的原序列和一階差分序列都是非平穩(wěn)的?！?LnEXt的ADF檢驗值小于1%上的臨界值，△2LnIMt和△2LnFDIt的ADF檢驗值小于5%上的臨界值，所以△2LnEXt和△2LnIMt都是平穩(wěn)的，并且取得同階單整，即Xt--I(2)，這就為對時間序列進行協(xié)整檢驗提供了必要條件。

（二）協(xié)整性檢驗結(jié)果

對協(xié)整回歸方程的估計方程（4）—（7）的估計方程為①--④所示。從回歸結(jié)果來看，t檢驗和F檢驗都能在1%或5%的水平上顯著，而且擬合度較高，回歸效果較為理想。

LnIMt=1.126+0.993LnFDLt-1①

（2.378）(11.122）

a-R2=0.879F=123.711

LnEXt=-0.34+1.23LnFDLt-1②

（-0.591）（11.18）

a-R2=0.873F=125.166

LnFDLt=-0.541+0.801LnIMt-1③

(1.445) （13.121）

a-R2=0.905F=172.161

LnFDIt=1.822+0.6921LnEXt-1④

（5.972）（12.057）

a-R2=0.889F=145.369

為了考察時間序列是否存在協(xié)整關(guān)系，繼續(xù)對回歸方程（4）-（7）的殘差?著t1-?著t4進行平穩(wěn)性檢驗，所用方法仍然是ADF檢驗，結(jié)果如表3所示：

（三）格蘭杰檢驗結(jié)果

從協(xié)整檢驗的結(jié)果來看，我國外商投資企業(yè)的國際貿(mào)易和FDI存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系必須進行格蘭杰因果檢驗。鑒于外商投資企業(yè)貿(mào)易額占到我國總貿(mào)易額的將近60%（2004、2005年分別為57.4%，58.5%），所以很有必要對此進行檢驗。檢驗結(jié)果如表4所示。

從以上的分析結(jié)果來看，F(xiàn)DI與出口、進口之間的促進關(guān)系在不同的滯后期的表現(xiàn)幾乎一致，分析的顯著性水平還是比較高的。

以上分析僅以外商投資企業(yè)1986—2005年的進口額、出口額的數(shù)據(jù)樣本與FDI作格蘭杰檢驗。下面以1986—2005年的全國的進口額、出口額與FDI的樣本數(shù)據(jù)作格蘭杰檢驗，從檢驗結(jié)果來看，四條假設(shè)均被接受即我國進出口沒有顯著的促進FDI的流入，且FDI的流入也沒有顯著的促進我國進出口貿(mào)易的增長，即內(nèi)資企業(yè)進口額與外資企業(yè)進口額的加總、內(nèi)資企業(yè)出口額與外資企業(yè)出口額的加總并非是大量流入的結(jié)果。

在使用全國數(shù)據(jù)進行檢驗時，得出以上結(jié)論主要原因是：我國的東部、中部、西部在FDI吸收的數(shù)量上存在較大的差異，東部最多，幾乎占了全國的90%，中部次之，西部最少。由于在地區(qū)分布上的嚴重不平衡，聚集于東部的FDI雖然與東部的國際貿(mào)易存在密切的聯(lián)系，但是，這些幾乎占據(jù)全國90%的東部FDI對中部地區(qū)和西部地區(qū)的進出口貿(mào)易影響卻是微弱的。

五.結(jié)論

根據(jù)以上的實證分析，本文得出以下結(jié)論：

1.雖然外商直接投資、外商投資企業(yè)進口額和出口額都是非平穩(wěn)序列，但是投資與進口額，投資與出口額之間存在一個長期穩(wěn)定的線性組合，能夠在長期內(nèi)促進國際貿(mào)易的發(fā)展，同時，國際貿(mào)易又能夠顯著地正向反饋于，兩者是雙向促進、互相融合的關(guān)系。

2.由于我國東、中、西部的FDI吸收量分布極不均衡，集聚于東部的FDI無法對中西部的國際貿(mào)易活動產(chǎn)生顯著影響。中西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，在基礎(chǔ)設(shè)施、對外開放度和吸收FDI政策激勵方面相對于東部而言是滯后的；同時大量的人才東流，出現(xiàn)人才短缺，這些因素都構(gòu)成了中西部地區(qū)吸收FDI的嚴重“瓶頸”。中西部地區(qū)應(yīng)當(dāng)全力改造和完善招商引資環(huán)境，以盡快進入FDI在我國由“集聚于東部”到“擴散至中西部”的階段，帶動當(dāng)?shù)貒H貿(mào)易活動的進一步發(fā)展。

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（作者單位：華東師范大學(xué)商學(xué)院 上海 200241）（責(zé)編：若佳）