徐翔翔　林俐

【摘要】對外直接投資與出口貿(mào)易都是影響我國經(jīng)濟(jì)的重要因素，本文根據(jù)2003～2012年全國25個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建出口貿(mào)易方程和對外直接投資方程的聯(lián)立方程組模型進(jìn)行實(shí)證分析。研究表明，出口貿(mào)易不影響對外直接投資，而對外直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，出口貿(mào)易就減少0.165156個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示：短期內(nèi)對外直接投資不影響出口貿(mào)易，但是出口貿(mào)易影響對外直接投資；長期來看，對外直接投資與出口貿(mào)易互為因果關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】對外直接投資 出口貿(mào)易 聯(lián)立方程組

引言

改革開放以來，我國對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，我國進(jìn)出口總額從1978年的206.4億美元增長到2012年的20487.8億美元， 其中出口占全球比重達(dá)到11.2%，連續(xù)四年居全球首位。出口貿(mào)易已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推力。在對外直接投資方面，我國對外直接投資從無到有，快速發(fā)展，隨著“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)施，到2012年我國對外直接投資額已經(jīng)達(dá)到652億美元。從國際化的角度來看，對外直接投資已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國的標(biāo)志之一?；诖耍疚难芯繉ν庵苯油顿Y與出口貿(mào)易之間的相互關(guān)系具有現(xiàn)實(shí)意義。

國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)對該領(lǐng)域的研究都是基于單獨(dú)計(jì)量方程，但是這往往會產(chǎn)生互為因果的內(nèi)生性問題。為了排除內(nèi)生性問題產(chǎn)生的偏差，本文利用聯(lián)立方程組系統(tǒng)對出口貿(mào)易與對外直接投資之間的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，這也是本文不同于其他研究的創(chuàng)新之處。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）出口貿(mào)易對對外直接投資的影響

Lipsy、Weiss（1984）[1]認(rèn)為出口貿(mào)易與對外直接投資之間存在著積極的關(guān)系。譚亮、萬麗娟（2010）[2]利用1995～2007年的數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法得到出口貿(mào)易與對外直接投資在短期存在替代效應(yīng)，在長期存在互補(bǔ)效應(yīng)。歐陽予、宮蕾（2012）[3]基于我國1982～2011年數(shù)據(jù)，運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)得到出口貿(mào)易的發(fā)展將會促進(jìn)對外直接投資的發(fā)展。何莉（2013）[4]利用1982～2011年的數(shù)據(jù)，采用回歸分析方法，發(fā)現(xiàn)我國出口貿(mào)易和對外直接投資之間是一種相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的正相關(guān)關(guān)系。

（二）對外直接投資對出口貿(mào)易的影響

Bergsten.C.F.（1978）[5]認(rèn)為當(dāng)對外直接投資水平超過一定階段后，對外直接投資對出口的創(chuàng)作效應(yīng)便不再存在，得出美國海外投資的發(fā)展將削減美國的出口規(guī)模。黨遠(yuǎn)鴻（2009）[6]利用1979～2006年商務(wù)部核準(zhǔn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得到對外直接投資和出口貿(mào)易之間不存在因果關(guān)系。項(xiàng)本武（2009）[7]運(yùn)用面板協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和面板誤差修正模型，利用2000～2006年我國對50個(gè)國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)長期內(nèi)對外直接投資促進(jìn)出口，但短期內(nèi)無顯著調(diào)節(jié)作用。陳俊聰、黃繁華（2013）[8]利用我國2004～2010年省級面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用GMM系統(tǒng)兩步估計(jì)方法，發(fā)現(xiàn)對外直接投資并未對出口規(guī)模的擴(kuò)張起到明顯作用。

二、實(shí)證研究

（一）方程設(shè)定和變量描述

基于對外直接投資與出口貿(mào)易之間相互依存、互為因果的關(guān)系，選擇建立聯(lián)立方程組進(jìn)行分析。

本文通過建立如下聯(lián)立方程組進(jìn)行實(shí)證研究：

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EXi，t為i個(gè)省份t年的出口貿(mào)易（單位：萬美元）。出口貿(mào)易越多，會帶動企業(yè)向國外投資，預(yù)期對外直接投資額越大。

ODIi，t為i個(gè)省份t年的對外直接投資（單位：萬美元）。對外直接投資增加時(shí)，產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)品向國外運(yùn)輸就會增加，預(yù)期出口貿(mào)易會隨之增加；也有可能市場成熟后，企業(yè)在海外建立生產(chǎn)制造基地，從而用對外直接投資替代出口貿(mào)易，導(dǎo)致出口貿(mào)易減少。

GDPi，t為i個(gè)省份t年的地區(qū)生產(chǎn)總值（單位：萬美元）。在方程組中加入該變量是考慮到地區(qū)生產(chǎn)總值能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，是為了考察經(jīng)濟(jì)規(guī)模對出口貿(mào)易和對外直接投資的影響。一方面，地區(qū)生產(chǎn)總值增加時(shí)，可供出口的產(chǎn)品就越多，所以預(yù)期出口貿(mào)易會增加；另一方面，地區(qū)生產(chǎn)總值增加，市場競爭加劇，投資者可能會更傾向于對外直接投資，導(dǎo)致對外直接投資增加。

PGDPi，t為i個(gè)省份t年的人均生產(chǎn)總值（單位：元/人）。人均生產(chǎn)總值代表地區(qū)發(fā)展水平，表明該地區(qū)的富裕程度。在出口貿(mào)易方程中，人均生產(chǎn)總值增加，產(chǎn)出也會隨之增長，可出口的商品也會增加，預(yù)期會導(dǎo)致出口增長；在對外直接投資方程中，人均生產(chǎn)總值增加，表明地區(qū)發(fā)展水平提升，在利益的驅(qū)動下，投資者會更有興趣進(jìn)行對外直接投資，從而導(dǎo)致對外直接投資增加。

Wi，t為i個(gè)省份t年的在崗職工平均工資（單位：元）。在對外直接投資方程中加入該變量首先是因?yàn)榧尤腩~外的變量才能使聯(lián)立方程可以被識別；其次，工資的提高，有助于提高勞動生產(chǎn)率，增加人力資本的產(chǎn)出效率，促進(jìn)資本的積累，從而促進(jìn)對外直接投資增加。

Si，t為i個(gè)省份t年的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的比值度量。類似于Wi，t，在出口貿(mào)易方程中加入該變量首先是因?yàn)橹挥屑尤腩~外的變量才能使聯(lián)立方程具有可識別性；其次，第二產(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的比重越高，可供出口的產(chǎn)品就會越多，從而導(dǎo)致出口也會相應(yīng)增加。

c（i）i=1，2，3，…，10為待估計(jì)的參數(shù)。

本文采用各省2003～2012年面板數(shù)據(jù)，對外直接投資數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，其他所有數(shù)據(jù)都來自各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。由于缺乏海南省、重慶市、貴州省、西藏自治區(qū)、青海省和寧夏自治區(qū)的部分?jǐn)?shù)據(jù)，所以樣本中只包括25個(gè)省。由于各個(gè)變量的單位不同，為避免數(shù)據(jù)的異方差問題，保證計(jì)量結(jié)果的客觀性，各變量（S除外）均取自然對數(shù)。

（二）實(shí)證結(jié)果

本文首先用EVIEWS6.0軟件采用三階段最小二乘法對出口貿(mào)易方程和對外直接投資方程的聯(lián)立方程系統(tǒng)進(jìn)行實(shí)證分析，得到表1的實(shí)證結(jié)果。

表1 聯(lián)立方程估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)為估計(jì)系數(shù)的P值，其中***，**，*分別代表1%，5%，10%的統(tǒng)計(jì)顯著性。

從表1可以看出，對于出口貿(mào)易方程，R2為0.692367，擬合效果較好。對于對外直接投資方程，R2為0.778466，擬合效果也較好。人均GDP系數(shù)在出口貿(mào)易方程中不顯著，表示人均生產(chǎn)總值不會對出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響，這可能是因?yàn)橄鄬τ贕DP和工資對出口貿(mào)易的影響，人均生產(chǎn)總值對出口貿(mào)易的影響過??；但在對外直接投資方程中顯著為正，符合理論預(yù)期。GDP系數(shù)在出口貿(mào)易方程和對外直接投資方程中都顯著為正，說明GDP的增長會引起出口貿(mào)易和對外直接投資的增長，符合理論預(yù)期。工資系數(shù)在出口貿(mào)易方程中顯著為正，說明工資的增長會促進(jìn)出口的增長，符合理論預(yù)期。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)在對外直接投資方程中顯著為負(fù)，說明第二產(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的比重的提高，會導(dǎo)致對外直接投資的減少。這是因?yàn)榈诙a(chǎn)業(yè)占生產(chǎn)總值的提高說明國內(nèi)市場發(fā)展形勢良好，相對于對外直接投資，企業(yè)可能會選擇加大國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，適當(dāng)減少對外直接投資。

在出口貿(mào)易與對外直接投資相互影響方面，表1的結(jié)果表明，在出口貿(mào)易方程中，出口貿(mào)易的系數(shù)不顯著，說明出口短期內(nèi)不影響對外直接投資。這是因?yàn)椋阂皇瞧渌蛩乇热缡袌鼋?jīng)濟(jì)制度改革、東道國的經(jīng)濟(jì)制度、東道國的市場環(huán)境等因素對于對外直接投資的影響可能較大，而出口貿(mào)易對對外直接投資的影響可能較小，從而在方程中沒有表現(xiàn)出來。二是出口貿(mào)易與對外直接投資的影響可能在長時(shí)期內(nèi)才能體現(xiàn)，本文研究樣本時(shí)間過短，影響效果難以體現(xiàn)。在對外直接投資方程中，每一個(gè)變量的系數(shù)都通過了檢驗(yàn)，可以看到lnODI的系數(shù)為-0.165156，說明對外直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，會導(dǎo)致出口減少0.165156個(gè)百分點(diǎn)。這是因?yàn)椋阂皇情L時(shí)間的經(jīng)驗(yàn)下，為了使利益最大化，中國企業(yè)對外直接投資后將某產(chǎn)品的生產(chǎn)基地也轉(zhuǎn)移到國外，這將導(dǎo)致該種產(chǎn)品出口的減少。二是中國企業(yè)對外直接投資某產(chǎn)業(yè)后，減少材料出口引起的開支，生產(chǎn)該產(chǎn)品所需的各種材料都會在東道國當(dāng)?shù)鼗蛑苓厙也少彛矊p少本國的出口。三是對外直接投資的主體是國有企業(yè)，行政干預(yù)過多，有時(shí)會導(dǎo)致對外直接投資的機(jī)動性不足，反而減少出口。

三、結(jié)論與啟示

對外直接投資和出口貿(mào)易都是中國經(jīng)濟(jì)的重要因素，因此研究兩者之間的關(guān)系具有重要的意義?？紤]到對外直接投資和出口貿(mào)易之間互為因果關(guān)系可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文利用中國25個(gè)省份2003～2012年的面板數(shù)據(jù)，采用聯(lián)立方程組系統(tǒng)估計(jì)方法，考察了對外直接投資與出口貿(mào)易的相互聯(lián)系，結(jié)果顯示，出口貿(mào)易短期內(nèi)不影響對外直接投資，而對外直接投資的增加會引起出口貿(mào)易的減少。

此外，本文的實(shí)證研究也考察了其他的經(jīng)濟(jì)變量對出口貿(mào)易和對外直接投資的影響，得到以下幾點(diǎn)啟示：第一，生產(chǎn)總值的增長會引起出口貿(mào)易和對外直接投資的增長，而人均生產(chǎn)總值不會對對外直接投資產(chǎn)生顯著影響，卻會增加出口，所以應(yīng)促進(jìn)生產(chǎn)總值的增長；第二，工資的增長會促進(jìn)對外直接投資增長，因此應(yīng)合理提高工資；第三，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會減少出口，應(yīng)該合理調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度。

參考文獻(xiàn)

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[3]歐陽予，宮蕾.中國外貿(mào)與對外直接投資相互關(guān)系研究[J].城市發(fā)展理論，2014（8）：37-41.

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[8]陳俊聰，黃繁華.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（15）：58-65.

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基金項(xiàng)目：溫州大學(xué)研究生創(chuàng)新基金（3160603601011332）。

作者簡介：徐翔翔（1990-），女，浙江溫州人，碩士研究生，研究方向：應(yīng)用分析與最優(yōu)化理論；林俐（1969-），女，浙江溫州人，副院長，所長，教授，研究方向：企業(yè)國際化。