中央民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 張蕾

自中俄兩國(guó)的戰(zhàn)略協(xié)作伙伴關(guān)系建立以來，在兩國(guó)政府的高度重視和共同努力下，雙方經(jīng)貿(mào)合作不斷取得新的進(jìn)展。據(jù)中國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)，2012年中俄雙邊貿(mào)易額達(dá)到了881億美元，同比增長(zhǎng)11%。商務(wù)部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，兩國(guó)的投資合作也顯著加快，截至2012年底，中國(guó)對(duì)俄累計(jì)投資44億美元，其中2012年對(duì)俄投資達(dá)到6.5億美元，增長(zhǎng)116%。而與此發(fā)展勢(shì)頭相反，俄羅斯對(duì)華直接投資自2004年以來卻出現(xiàn)了逐年下降的趨勢(shì)，2011年俄羅斯對(duì)華直接投資約為0.31億美元，累計(jì)直接投資存量總額不足10億美元，投資的發(fā)展滯后于雙邊貿(mào)易。2013年4月，習(xí)近平主席對(duì)俄羅斯的成功訪問，必將會(huì)給兩國(guó)的經(jīng)貿(mào)合作發(fā)展帶來新的機(jī)遇和動(dòng)力。在此背景下，本文旨在探討俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易之間的內(nèi)在關(guān)系，以期為促進(jìn)中俄兩國(guó)經(jīng)貿(mào)合作的發(fā)展及其戰(zhàn)略升級(jí)提供指導(dǎo)作用。

1 相關(guān)研究動(dòng)態(tài)

1.1 外商直接投資與國(guó)際貿(mào)易的理論觀點(diǎn)

外商直接投資與國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系一直是國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱點(diǎn)。國(guó)際學(xué)術(shù)界針對(duì)該問題主要存在以下三種理論觀點(diǎn)。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為外商直接投資與國(guó)際貿(mào)易之間是替代關(guān)系，貿(mào)易障礙會(huì)產(chǎn)生資本的流動(dòng)，而資本的流動(dòng)障礙則會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易。如Mundell R.A.(1957)提出了貿(mào)易與投資替代模型，從H-O理論的分析框架出發(fā)，利用兩個(gè)國(guó)家、兩種產(chǎn)品和兩種生產(chǎn)要素的標(biāo)準(zhǔn)模型對(duì)直接投資與國(guó)際貿(mào)易之間關(guān)系進(jìn)行了研究。蒙代爾得出的結(jié)論是：假設(shè)國(guó)際貿(mào)易壁壘等阻礙自由貿(mào)易的障礙存在的話，廠商若始終沿著特定的軌跡實(shí)施跨國(guó)直接投資，這種跨國(guó)直接投資就能夠在最低的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)換成本或相對(duì)最佳的效率的基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)對(duì)商品貿(mào)易的完全替代。

第二種觀點(diǎn)認(rèn)為兩者之間是互補(bǔ)關(guān)系，外商直接投資具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。主要代表是Kiyoshi Kojima(1978)以比較優(yōu)勢(shì)的原則為標(biāo)準(zhǔn)，提出了貿(mào)易與投資相互促進(jìn)的理論。小島清認(rèn)為投資國(guó)應(yīng)從本國(guó)處于或即將處于比較劣勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)依次對(duì)外進(jìn)行投資，對(duì)外投資與東道國(guó)的技術(shù)差距越小，技術(shù)就越容易被東道國(guó)吸收和普及，從而可以深層次地挖掘東道國(guó)該產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢(shì)，使投資國(guó)與東道國(guó)之間的比較成本差距擴(kuò)大，為更大規(guī)模的貿(mào)易創(chuàng)造條件。

第三種觀點(diǎn)認(rèn)為兩者之間是一種不確定的關(guān)系。如Neary(1995)認(rèn)為，假如一國(guó)出口的是資本密集型產(chǎn)品會(huì)吸引外國(guó)資本的流入，進(jìn)而促進(jìn)了本國(guó)國(guó)內(nèi)資本密集型產(chǎn)品的出口，此時(shí)貿(mào)易與資本流動(dòng)是互補(bǔ)的；如果一國(guó)出口的并非資本密集型產(chǎn)品，則對(duì)外國(guó)資金的流入不具有吸引力，由此得出貿(mào)易與資本流動(dòng)的關(guān)系是替代的。Patrie(1994)按照投資動(dòng)機(jī)的不同，將國(guó)際直接投資分為三類：市場(chǎng)導(dǎo)向型投資、生產(chǎn)導(dǎo)向型投資和貿(mào)易促進(jìn)型投資。他認(rèn)為激發(fā)直接投資的動(dòng)機(jī)不同，貿(mào)易與投資的關(guān)系也就不同，市場(chǎng)導(dǎo)向型投資會(huì)替代貿(mào)易，而生產(chǎn)導(dǎo)向型投資則會(huì)增加投資國(guó)和東道國(guó)之間的貿(mào)易。

1.2 國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于投資與貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究

關(guān)于投資與貿(mào)易之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)也有學(xué)者對(duì)其進(jìn)行了實(shí)證研究：如張如慶(2005)根據(jù)1982～2002年度數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用了協(xié)整理論、誤差修正模型和 Granger 檢驗(yàn)等多種方法，對(duì)1982～2002 年間中國(guó)對(duì)外直接投資和進(jìn)出口之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，進(jìn)出口分別是對(duì)外直接投資變化的原因，出口和對(duì)外投資之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而進(jìn)口與對(duì)外直接投資之間則不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。項(xiàng)本武(2006)運(yùn)用引力模型，使用2000年和2001年中國(guó)對(duì)49個(gè)東道國(guó)的年出口流量、年進(jìn)口流量和年末直接投資存量，對(duì)中國(guó)總體FDI的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為中國(guó)對(duì)東道國(guó)的直接投資促進(jìn)了中國(guó)對(duì)東道國(guó)的出口，但對(duì)從東道國(guó)的進(jìn)口卻具有替代效應(yīng)。 楊晉麗、譚建新(2007)利用1985～2005年我國(guó)出口額、外向FDI流量相關(guān)數(shù)據(jù)，通過對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資母國(guó)效應(yīng)，尤其是對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為不斷發(fā)展的中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有積極作用。唐心智(2009)運(yùn)用回歸技術(shù)對(duì) 1982～2006 年間中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，最后得出結(jié)論：中國(guó)對(duì)外直接投資能產(chǎn)生較顯著的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，同時(shí)對(duì)我國(guó)出口商品的結(jié)構(gòu)也具有改善作用。

通過對(duì)國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)學(xué)者均認(rèn)為外商直接投資與貿(mào)易之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。至于投資與貿(mào)易之間具體是替代關(guān)系還是互補(bǔ)關(guān)系，由于研究對(duì)象的差異，學(xué)者觀點(diǎn)存在分歧。在實(shí)證分析的方法上，多數(shù)學(xué)者采用了協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)。國(guó)際上的理論觀點(diǎn)和國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究為本文的研究奠定了理論基礎(chǔ)和方法論上的借鑒意義。此外，關(guān)于俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易關(guān)系問題鮮有學(xué)者進(jìn)行研究，這也使得本文具有一定的開拓性意義。

2 俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析

本文實(shí)證研究的是俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易之間的關(guān)系?？紤]到變量的滯后性以及外商直接投資的流量和存量均會(huì)對(duì)貿(mào)易產(chǎn)生影響，俄羅斯對(duì)華直接投資方面主要選取的是2001～2011年俄羅斯對(duì)華直接投資流量(FDIL)和對(duì)華直接投資存量(FDIC)，中俄貿(mào)易方面主要選取了2001～2011年中國(guó)對(duì)俄羅斯的出口額(EX)和進(jìn)口額(IM)，數(shù)據(jù)來源為2002～2012年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。由于將數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理后，能夠消除異方差，并且不影響時(shí)間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系，對(duì)所選取的變量取自然對(duì)數(shù)，得到時(shí)間序列變量LFDIL、LFDIC、LEX和LIM。

實(shí)證分析主要采用的是協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型，以及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于時(shí)間序列變量往往是不平穩(wěn)的，若直接采用OLS回歸，很難判斷它們之間是真回歸還是偽回歸。所以在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)使用了對(duì)模型OLS回歸的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的方法，若殘差序列存在單位根，表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則說明不存在協(xié)整關(guān)系。在協(xié)整檢驗(yàn)之后進(jìn)行誤差修正模型的回歸，以進(jìn)一步探討變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。最后進(jìn)行的是Granger因果檢驗(yàn)，深入挖掘其因果邏輯。

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)LEX、LIM、LFDIL和LFDIC分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表1所示。

由表1可知，時(shí)間序列變量LEX、LIM、LFDIL和LFDIC是不同時(shí)單整，在經(jīng)過一階差分后，仍不存在同時(shí)單整。但對(duì)其進(jìn)行二次差分后，所有變量均變得平穩(wěn)，即存在同階單整，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的第一步是對(duì)變量進(jìn)行OLS回歸，把LEX和LIM分別作為被解釋變量，把LFDIL和LFDIC均作為解釋變量，建立如下模型：

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，方程(3)和方程(4)的F值均較為顯著，方程的擬合度達(dá)90%以上，變量的t值也較為顯著，說明變量均通過檢測(cè)且模型設(shè)定合理。同時(shí)，由方程(3)和方程(4)得到回歸殘差序列 和序列 ，對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表2所示。

表1 各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 殘差 和 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，在5%的臨界值水平下，方程(3)和方程(4)的殘差均是平穩(wěn)的，即存在單位根。由此可以得出，方程(3)和方程(4)的變量之間均存在協(xié)整關(guān)系，俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。具體來說， LEX與LFDIL之間存在一種負(fù)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，投資流量每增加1%，會(huì)導(dǎo)致出口額相應(yīng)減少0.22%；LEX與LFDIC之間存在一種正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，投資存量每增加1%，會(huì)引起出口增加1.01%。LIM與LFDIL之間存在一種負(fù)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，投資流量每增加1%，會(huì)導(dǎo)致出口額相應(yīng)減少減少0.33%；LIM與LFDIC之間存在一種正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，投資存量每增加1%，會(huì)引起出口增加0.55%。

2.3 誤差修正模型

方程(3)和方程(4)分別刻畫了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，為了考察變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，還需要借助誤差修正模型。根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果建立如下誤差修正模型：

其中，D(LEX)表示LEX的一階差分項(xiàng)，其他類同；和 分別表示模型(5)和模型(6)的誤差修正項(xiàng)。對(duì)模型分別進(jìn)行回歸，得到如下結(jié)果：

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，方程(7)和方程(8)中的F值均不顯著，而且變量D(LFDIL)和D(LFDIC)的t值較小，在10%的顯著水平下，均未通過檢驗(yàn)，這說明變量之間尚不存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

2.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在平穩(wěn)時(shí)間序列條件下，兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量X、Y之間的Granger因果關(guān)系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對(duì)變量Y的預(yù)測(cè)效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Y的過去信息對(duì)Y進(jìn)行的預(yù)測(cè)效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)需估計(jì)以下兩個(gè)回歸方程：

由于LEX、LIM、LFDIL和LFDIC均是二階單整序列，滿足Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的條件，對(duì)它們進(jìn)行因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 各變量之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，LEX與LFDIL之間不存在因果關(guān)系，LEX與LFDIC之間存在單向的因果關(guān)系，LFDIC是引起LEX變化的原因；LIM與LFDIL之間存在單向因果關(guān)系，LIM是引起LFDIL變化的原因，LIM與LFDIC之間不存在因果關(guān)系。也就是說，俄羅斯對(duì)華投資存量是引起中國(guó)對(duì)俄羅斯出口的原因，中國(guó)對(duì)俄羅斯進(jìn)口是引起俄羅斯對(duì)華投資流量變化的原因。

3 結(jié)語

通過對(duì)俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄雙邊貿(mào)易相關(guān)變量的實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄雙邊貿(mào)易之間存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。俄羅斯對(duì)華直接投資流量與中國(guó)對(duì)俄出口和進(jìn)口均存在一種負(fù)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即替代關(guān)系，俄羅斯對(duì)華直接投資流量每增加1%，會(huì)導(dǎo)致中國(guó)對(duì)俄出口和進(jìn)口分別減少0.22%和0.33%。

俄羅斯對(duì)華直接投資存量與中國(guó)對(duì)俄出口和進(jìn)口均存在一種正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即互補(bǔ)關(guān)系，俄羅斯對(duì)華直接投資存量每增加1%，會(huì)引起中國(guó)對(duì)俄出口和進(jìn)口增長(zhǎng)1.01%和0.55%?？梢钥吹剑砹_斯對(duì)華直接投資存量的正效應(yīng)大于投資流量的負(fù)效應(yīng)，所以俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易在總體上是一種正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

誤差修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄雙邊貿(mào)易之間不存在短期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，俄羅斯對(duì)華直接投資與中俄貿(mào)易之間存在單向的因果關(guān)系，俄羅斯對(duì)華投資存量是引起中國(guó)對(duì)俄羅斯出口的原因，中國(guó)對(duì)俄羅斯進(jìn)口是引起俄羅斯對(duì)華投資流量變化的原因。

通過對(duì)實(shí)證結(jié)果的分析可以得出，俄羅斯對(duì)華直接投資是符合我國(guó)對(duì)外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本利益的，它有助于提高中國(guó)對(duì)俄羅斯的出口貿(mào)易。但由于當(dāng)前俄羅斯對(duì)華直接投資的規(guī)模和水平較低，這種貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)尚不夠明顯，因此中國(guó)政府應(yīng)進(jìn)一步深化與俄羅斯的經(jīng)貿(mào)合作及其戰(zhàn)略升級(jí)，制定吸引俄羅斯對(duì)華直接投資的政策，進(jìn)而推動(dòng)中俄貿(mào)易的持續(xù)快速發(fā)展。

[1] 唐心智.中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策.2009(12).

[2] 項(xiàng)本武.對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于中國(guó)經(jīng)驗(yàn)的實(shí)證分析[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào).2006(03).

[3] 楊晉麗,譚建新.中國(guó)對(duì)外直接投資的效應(yīng)及發(fā)展策略[J].金融教學(xué)與研究.2007(06).

[4] 張如慶.中國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究.2005(03).

[5] Kiyoshi Kojima.Direct Foreign Investment:A Japanese Model of Mutinational Business Operation[J].LndonCroom Helm Press,1978(17-25).

[6] Mundell R.A.International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review,1957(5).

[7] Neary P.Factor Mobility and International Trade[J].Canadian Journal of Economics,1995(28).

[8] Patrie A.The Regional Clustering Foreign Direct Investment and Trade [M].Transnational Corporation,DEC,1994(12).