吳明宇

1 問(wèn)題的提出

中國(guó)對(duì)日出口貿(mào)易與日本對(duì)華FDI之間的關(guān)系,屬于東道國(guó)出口貿(mào)易和外商FDI之間的關(guān)系。我國(guó)學(xué)者薛敬孝(1997)分析了日本對(duì)華FDI對(duì)中日貿(mào)易的替代作用和促進(jìn)作用，認(rèn)為促進(jìn)作用是主流。王洪亮，徐霞(2003)用格蘭杰因果檢驗(yàn)法對(duì)中日1983～2001年的貿(mào)易和投資進(jìn)行的分析結(jié)果顯示，日本對(duì)華FDI和貿(mào)易之間存在長(zhǎng)期的互補(bǔ)關(guān)系，F(xiàn)DI和出口具有雙向的因果關(guān)系，但FDI對(duì)進(jìn)口水平只有單向的因果關(guān)系。邊恕(2008)描述了日本對(duì)華FDI戰(zhàn)略的變化，對(duì)中日兩國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響途徑及其影響效果。張興，吳宇，張煒(2009)的研究表明：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、中日雙邊貿(mào)易額和實(shí)際匯率與日本對(duì)華FDI正相關(guān)。劉向麗(2009)實(shí)證分析了日本對(duì)華制造業(yè)FDI與中日制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易之間的關(guān)系，指出日本對(duì)華制造業(yè)FDI對(duì)中日產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易有正向的推動(dòng)作用。本文選取日本作為研究對(duì)象進(jìn)行分析，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型等分析方法,對(duì)日本對(duì)華FDI的流入與中日貿(mào)易的增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,分析了日本對(duì)華FDI與中日雙邊貿(mào)易之間可能存在的長(zhǎng)期和短期關(guān)系。為避免數(shù)據(jù)過(guò)短，所以采用了能夠入手的1996年以來(lái)的季度數(shù)據(jù)，研究時(shí)間到2010年為止。

2 數(shù)據(jù)選取與計(jì)量檢驗(yàn)

2.1 日本對(duì)華直接投資

自中國(guó)實(shí)行改革開放政策以來(lái),日本對(duì)華直接投資(FDI)和中日雙邊貿(mào)易都得到了蓬勃發(fā)展。就日本對(duì)華FDI而言，改革開放初期日本開始對(duì)華直接投資，但是額度很小。從1987年開始，日本對(duì)華FDI大幅度增加。大致分出以下幾個(gè)循環(huán)階段。第1個(gè)循環(huán)階段是從1979～1991年。稱之為試探初始階段。這段時(shí)期日本對(duì)華FDI發(fā)展速度相對(duì)緩慢，高潮年僅為1989年的6.8億美元。第二階段是1991～2000年的循環(huán)發(fā)展階段。隨著1992年鄧小平的南巡后中國(guó)改革開放步伐的加快;日元對(duì)于人民幣的大幅升值使得日本對(duì)華FDI迅猛增加。最高年份達(dá)到了1995年的32億美元。第三個(gè)階段是2001～2006年。日本對(duì)華FDI再次進(jìn)入增長(zhǎng)時(shí)期。最高年份的2005年達(dá)到了65億美元。從2007～2010年進(jìn)入了下一個(gè)循環(huán)的開始階段，最近4年日本對(duì)華FDI一直在增加中。

就中日貿(mào)易而言,從1972年建交開始到2010年已經(jīng)走過(guò)了近40年的歷程，對(duì)華輸出輸入總額從1972年的11億美元，到1981年的103億美元；從2002年突破1000億美元，再到2007年達(dá)到了2000億美元。從1992～2003年為止日本一直是中國(guó)最大的貿(mào)易伙伴國(guó)。到2007年中國(guó)已經(jīng)超越美國(guó)成為日本最大的貿(mào)易伙伴國(guó)。從圖2中可以看出，從1972～2010年日本對(duì)華進(jìn)出口額一直呈直線上升趨勢(shì)。到2010年為止，對(duì)華輸出額增加到了245倍，輸入增加到了311倍。因此,分析日本對(duì)華FDI對(duì)中日雙邊貿(mào)易所產(chǎn)生的效應(yīng),無(wú)疑有利于中國(guó)制定針對(duì)性的吸引日本對(duì)華FDI和對(duì)日貿(mào)易政策,并引導(dǎo)其朝雙方有利的方向發(fā)展。

2.2 樣本來(lái)源與變量選取

本文在分析日本對(duì)華FDI與日本對(duì)華進(jìn)、出口的關(guān)系時(shí),選取的樣本為1996.1～2010.4共60個(gè)季度數(shù)據(jù)。日本對(duì)華FDI和日本對(duì)華進(jìn)口、出口的季度數(shù)據(jù),均來(lái)源于日本外務(wù)省網(wǎng)站。在變量的選取上,選取的被解釋變量為1996～2010年的各個(gè)季度日本對(duì)中國(guó)的實(shí)質(zhì)出口額(RE)，歷年日本對(duì)中國(guó)的實(shí)質(zhì)進(jìn)口額(RI)，選取的解釋變量為當(dāng)年日本對(duì)華實(shí)際直接投資額(FDI)。此外,由于引入對(duì)數(shù)后既不會(huì)改變時(shí)間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系且可以防止異方差,同時(shí)又在經(jīng)濟(jì)上很容易解釋為變化率的增減，所以對(duì)以上所選變量分別取自然對(duì)數(shù)，得到新的變量序列分別記為L(zhǎng)NRE、LNRI和LNFDI(見表1)。

本文采用ADF檢定各項(xiàng)是否有單位根，ADF主要是按無(wú)常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，只有常數(shù)項(xiàng)，有常數(shù)項(xiàng)及時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的順序檢定。分別表示為以下各式：

首先采用計(jì)量軟件為Eviews5.0進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。根據(jù)以上三式，進(jìn)行“ β=0”的假說(shuō)檢定。如果“β=0”的零假設(shè)被接受，說(shuō)明Χt有單位根，即為不平穩(wěn)實(shí)序列。相反“β=0”未被接受，則拒絕零假設(shè)，就是平穩(wěn)的時(shí)間序列。檢定的滯后項(xiàng)選定則根據(jù)情報(bào)量AIC來(lái)判斷。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)出LNRE、LNRI、LNFDI均為I(1)的一階單整序列后，可通過(guò)EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先建立的日本對(duì)FDI與日本對(duì)中國(guó)出口、進(jìn)口之間長(zhǎng)期關(guān)系的回歸模型為:

其中,LNRE為日本對(duì)華輸出額的自然對(duì)數(shù)，LNRI為日本對(duì)華輸入額的自然對(duì)數(shù)，LNFDI為日本對(duì)華直接投資額的自然對(duì)數(shù)。α，β為系數(shù)項(xiàng)；μt，εt分別為兩模型的誤差項(xiàng)。

本文對(duì)建立的日本對(duì)華輸入輸出與日本對(duì)華FDI的兩個(gè)模型，運(yùn)用Engle-Granger檢定來(lái)判斷是否有協(xié)整關(guān)系。如果生成的殘差Ut～I(xiàn)(0)、εt～I(xiàn)(0)的話，可以判斷此方程有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。Ut及εt用以下方程來(lái)表示。

如果接受零假設(shè)，那么說(shuō)明殘差有單位根，即因變量和自變量之間沒(méi)有協(xié)整關(guān)系；如果拒絕零假設(shè)，那么說(shuō)明殘差項(xiàng)沒(méi)有單位根，因變量和自變量之間有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。如果無(wú)協(xié)整關(guān)系則加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)(time)或使用(one-step forecast test方法)判斷出結(jié)構(gòu)變化部分并加入虛擬變量，通過(guò)不斷加入虛擬變量判斷是定數(shù)項(xiàng)還是系數(shù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化并得到擬合度最好的方程后生成殘差進(jìn)行檢定。能夠棄卻零假說(shuō)就說(shuō)明具有協(xié)整關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰定理,如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則一定存在描述受自變量影響的因變量由于短期偏離長(zhǎng)期均衡而調(diào)整的誤差修正模型,而因變量的短期波動(dòng)除受誤差修正項(xiàng)影響外,還受自變量短期波動(dòng)的影響。根據(jù)Engle-Granger檢定來(lái)判斷μt，εt是否有單位根，如果殘差是Ut～I(xiàn)()

0或者εt～I(xiàn)(0)的話則說(shuō)明具有協(xié)整關(guān)系。那么應(yīng)該設(shè)定誤差修正模型(ECM)來(lái)進(jìn)行短期波動(dòng)分析。ECT(誤差修正項(xiàng))是日本對(duì)華輸入輸出和日本對(duì)華FDI長(zhǎng)期均衡時(shí)得到的一階滯后殘差。利用ECT，采用前一期的ECT以及前一期的自變量來(lái)說(shuō)明當(dāng)期因變量的變化。既可知當(dāng)短期的輸入輸出偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，ECT對(duì)失衡的調(diào)節(jié)速度，另外還可以說(shuō)明短期變化的主要因素。以下式（9），式（10）分別為日本對(duì)華輸出輸入的誤差修正模型。在以上兩式的OLS推斷中，殘差項(xiàng)μt，εt的平均為0(白噪聲)作為前提推定的，所以不能包括定數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。

注:其中，Δ是一階差分，t-1表示前1期。

3 實(shí)證結(jié)果的分析

3.1 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1是運(yùn)用計(jì)量統(tǒng)計(jì)軟件EVIEWS 5.0對(duì)各變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。在水平值檢驗(yàn)中結(jié)論是均為非平穩(wěn)變量。一階差分后所有變量均為平穩(wěn)，是一階單整，這樣就可以經(jīng)行協(xié)整分析。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系比較

本文運(yùn)用Engle-Granger檢定來(lái)判斷是否有協(xié)整關(guān)系。因?yàn)槲覈?guó)在此期間經(jīng)歷了諸如1998年亞洲金融危機(jī)，2001年入世，2005年匯改,2008全球金融風(fēng)暴等諸多歷史性事件，因此首先應(yīng)該判斷是否有結(jié)構(gòu)上的變化發(fā)生，然后再進(jìn)行分析。步驟是，首先對(duì)式(5)，式(6)進(jìn)行OLS回歸后生成殘差，按照式(7)及式(8)對(duì)生成的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，如果Ut～I(xiàn)(0)，εt～I(xiàn)(0)那么就是平穩(wěn)系列。(經(jīng)過(guò)筆者檢驗(yàn)，式(7)殘差的T值為-2.71，式(8)殘差的T值為－2.93，高于-3.37的5%臨界值。殘差系列均為不平穩(wěn))；如果不是，加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)(time)或使用one-step forecast test方法進(jìn)行視覺上的判斷。以下圖1為式(7)生成殘差后的，圖2為式(8)生成殘差后的one-step forecast test檢驗(yàn)圖。從圖1可以看出發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化的地點(diǎn)比較多；從圖2可以看出，在第19期(2000年3季度)和第43期(2006年第3季度)，日本對(duì)華FDI發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化。對(duì)式(5)加入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，對(duì)式(6)加入虛擬變量D19和D43重新對(duì)(5)式及(6)式進(jìn)行推算，找出擬合度最好的模型推算結(jié)果如下式(11)，式(12)所示。由于推測(cè)的方程是對(duì)數(shù)形式，變量的系數(shù)可以直接解讀為日本對(duì)華FDI對(duì)日本對(duì)華輸出輸入的長(zhǎng)期彈性。

表1 單位根檢驗(yàn)

圖1

圖2

以上兩方程的各項(xiàng)都通過(guò)了在1%置信水平上的T檢定，對(duì)兩方程的生成的殘差項(xiàng)進(jìn)行不帶定數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)后的結(jié)果表明，式（11）、式（12）的單位根檢定后的T值為－4.21和－3.46，均低于-3.37的5%的臨界值，通過(guò)5%置信水平的檢定。同時(shí)式（11）調(diào)整后的R2達(dá)到了92%，式（12）調(diào)整后的R2達(dá)到了94%，具有很高的說(shuō)明力。這說(shuō)明日本對(duì)華FDI與日本對(duì)華輸出和日本對(duì)華輸入具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

日本對(duì)華FDI每增加1%，那么日本對(duì)華輸出就會(huì)增加0.18%。日本對(duì)華FDI與日本對(duì)華輸出的正向影響顯而易見。日本對(duì)華FDI每增加1%，那么日本對(duì)華輸入就會(huì)增加0.13%。兩者相比說(shuō)明日本對(duì)華FDI對(duì)于日本的重要性要大于中國(guó)。日本對(duì)華輸出和輸入與日本對(duì)華FDI均呈正向關(guān)系。這主要是因?yàn)槿毡緦?duì)華FDI主要表現(xiàn)在在華建立工廠，利用中國(guó)低工資的優(yōu)勢(shì)，將一些夕陽(yáng)產(chǎn)業(yè)或者工資費(fèi)用較高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中國(guó)進(jìn)行加工組裝，因此帶動(dòng)了相關(guān)部品和部件的對(duì)華輸出；同時(shí)在中國(guó)組裝好向外出口的商品中，相當(dāng)大的一部分又“逆輸入”到了日本。這說(shuō)明日本的對(duì)華直接投資促進(jìn)了中日兩國(guó)貿(mào)易發(fā)展。

3.3 誤差修正模型與短期動(dòng)態(tài)調(diào)整比較

根據(jù)以上分析，日本對(duì)華輸出輸入與日本對(duì)華FDI有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，所以可以建立誤差修正模型來(lái)進(jìn)行短期分析。以下式（13）、式（14）分別為日本對(duì)華輸出輸入的誤差修正模型。

式（13）各項(xiàng)中除了ECT外其余各項(xiàng)都未通過(guò)了5%的置信水平上的T檢定。式（14）各項(xiàng)中ECT和常數(shù)項(xiàng)通過(guò)了5%的置信水平上的T檢定。同時(shí)可以看出日本對(duì)華輸出輸入符合ECT為的反向機(jī)制，即負(fù)值(-0.44和-0.22)的要求，說(shuō)明一個(gè)季度的時(shí)間就可以調(diào)節(jié)到恢復(fù)日本對(duì)華輸出長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的44%；恢復(fù)日本對(duì)華輸入長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的22%。短期修正效果比較明顯。

4 結(jié)論

根據(jù)以上結(jié)果,對(duì)日本對(duì)華FDI和日本對(duì)華貿(mào)易的關(guān)系,我們可以得出如下結(jié)論:

（1）協(xié)整分析結(jié)果表明,日本對(duì)華FDI與日本對(duì)華輸出輸入均表現(xiàn)出一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。從協(xié)整方程11可以看出,日本對(duì)華FDI每增加1%，那么日本對(duì)華輸出就會(huì)增加0.18%；方程式12說(shuō)明日本對(duì)華FDI每增加1%，那么日本對(duì)華輸入就會(huì)增加0.13%。這說(shuō)明日本對(duì)華FDI的流入推動(dòng)了日本對(duì)華進(jìn)出口。日本對(duì)華輸出彈性大于日本對(duì)華輸入彈性。所以,日方有必要采取更積極的對(duì)策,促進(jìn)日本對(duì)華FDI向縱深發(fā)展,進(jìn)一步促進(jìn)中日貿(mào)易的共同增長(zhǎng)。

（2）日本對(duì)華輸出輸入與日本對(duì)華FDI兩個(gè)短期的誤差修正模型相比較后，發(fā)現(xiàn)，日本對(duì)華輸出短期的調(diào)整速度也大大超過(guò)了日本對(duì)華輸入的調(diào)整速度。

綜上所述，擴(kuò)大對(duì)華FDI，是一種雙贏的結(jié)果，而且日方獲得的利益更大。不僅能帶動(dòng)日本國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的早日復(fù)蘇，同時(shí)還可以讓日本政府及民間明白，這不僅可以消除官方及民間的一些誤解。更可以促使日本企業(yè)加速對(duì)中國(guó)投資的步伐，從而實(shí)現(xiàn)了日本對(duì)華投資和中日貿(mào)易互為良性循環(huán)。而我國(guó)采取的諸多有關(guān)直接投資的優(yōu)惠政策等則需要重新慎重考慮。這一結(jié)論對(duì)于我國(guó)政府正在加大對(duì)華FDI的管理并制定政策具有非常重要的指導(dǎo)意義。

[1] 安虎森,顏銀根.貿(mào)易自由化、外商直接投資與出口貿(mào)易地區(qū)差異[J].財(cái)經(jīng)研究,2011，(6).

[2] 邊恕.日本對(duì)華直接投資對(duì)中日產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響途徑及效果[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì),2008，(6).

[3] 封福育,王少平.FDI對(duì)中國(guó)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J].南昌大學(xué)學(xué)報(bào),2006,(3).

[4] 劉向麗,日本對(duì)華制造業(yè)FDI對(duì)中日制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響的實(shí)證分析 [J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2009，（1）.

[5] 張興，吳宇，張煒.日本對(duì)華直接投資決定因素的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理,2009，（8）.

[6] 趙蓓文.貿(mào)易投資一體化背景下FDI對(duì)美中貿(mào)易逆差的影響：理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題,2009，（10）.

[7] 薛敬孝.1980年以來(lái)中日經(jīng)濟(jì)關(guān)系的演變—從貿(mào)易新伙伴，中國(guó)因素到中國(guó)特需[J].現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì),2005，(1).