任 波

外商直接投資（FDI）與本國進出口貿(mào)易的研究，是國內(nèi)外一個長盛不衰的研究課題。最早有關(guān)FDI與對外貿(mào)易關(guān)系的理論是以蒙代爾為代表的相互替代關(guān)系理論（Mundell，1957）和以小島清（1987）為代表的 相互補 充關(guān)系理論[1,2,3]，為以后學者的研究提供了重要的理論參考。Nakamura（1998）和 MaryAmiti（2000）分別對 FDI與國際商品貿(mào)易之間關(guān)系進行動態(tài)計量分析，都認為兩者之間存在互補關(guān)系[4,5]。Eaton（1994）對日本FDI與進出口貿(mào)易進行計量分析，研究表明日本FDI對商品進出口貿(mào)易有促進作用[6]。Agarwal（1986）對印度FDI與進出口貿(mào)易進行分析，指出FDI對印度進出口貿(mào)易既有積極影響也有消極影響。外國的相關(guān)研究表明，對于發(fā)達國家，F(xiàn)DI與進出口貿(mào)易的互補性關(guān)系大于相互替代性關(guān)系，而發(fā)展中國家的FDI對出口替代效應(yīng)較顯著。

近年來，國內(nèi)對FDI與進出口貿(mào)易關(guān)系的研究較多，主要集中在運用計量分析的實證研究方法上。史小龍和張峰（2004），以及張宗益等人（2005）運用協(xié)整分析和誤差修正模型對外商直接投資與中國進出口貿(mào)易的長期均衡關(guān)系，和短期偏離長期的協(xié)調(diào)能力進行分析。陳繼勇和秦臻（2006）運用混合回歸分析與橫截面分析方法，對FDI與中國商品進出口貿(mào)易進行研究。王華和梁峰（2013）以及胡求光和黃平川（2008）分別對江蘇省和浙江省的FDI與地區(qū)進出口貿(mào)易的影響因素進行實證分析。

目前國內(nèi)對外商直接投資與體育用品進出口貿(mào)易的研究，無論是在理論研究層面還是在實證研究層面都較少。張宏偉[6]運用非參數(shù)Malmquist指數(shù)，分析中國體育用品制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率，得出FDI對體育用品制造業(yè)有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。王自清[7]采用回歸分析法分析外資利用在體育用品制造業(yè)中的作用，研究認為外資在體育用品制造業(yè)的影響作用總體較低。隨著體育產(chǎn)業(yè)作為朝陽產(chǎn)業(yè)，成為國民經(jīng)濟新的經(jīng)濟增長點的作用越來越顯著，體育用品走出國門，與國外互動貿(mào)易往來越來越頻繁，分析外商直接投資對體育用品進出口貿(mào)易影響，有一定意義。本文試圖使用計量經(jīng)濟學方法，探究外商直接投資對我國體育用品進出口貿(mào)易的影響，為推動我國體育用品進出口貿(mào)易的發(fā)展，提供建設(shè)性意見。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

采用IBM SPSS Statistics 19.0對中國體育用品進出口額與中國外商直接投資數(shù)據(jù)進行Pearson相關(guān)性分析，找出兩者之間的相關(guān)性。采用計量經(jīng)濟學統(tǒng)計軟件Eviews7.2對中國體育用品進出口額和中國外商直接投資進行協(xié)整檢驗、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系檢驗，找出兩者之間的長期和短期的動態(tài)均衡關(guān)系。

1.2 數(shù)據(jù)來源

由于《中國統(tǒng)計年鑒》沒有中國體育用品進出口和中國外商直接投資數(shù)據(jù)，所以中國體育用品進出口數(shù)據(jù)來源于 “中國輕工工藝品進出口商會”（http://www.cccla.org.cn/）；中國外商直接投資數(shù)據(jù)來源于“東方財富網(wǎng)”（http://data.eastmoney.com/cjsj/fdi.html）。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差影響，對數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，即體育用品進口額記為LnTYJK，體育用品出口額記為LnTYCK，外商直接投資記為LnFDI。

2 外商直接投資對我國體育用品進出口貿(mào)易影響的計量分析

2.1 外商直接投資與體育用品進出口額的描述性統(tǒng)計分析

表1顯示，2010年1月至2013年2月共38個月度的中國外商直接投資和體育用品進出口額的時間序列數(shù)據(jù)。表2顯示，中國體育用品進口額與外商直接投資的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.236，相伴概率P=0.154>0.05，即在5%的顯著性水平下兩者沒有顯著性相關(guān)關(guān)系；中國體育用品出口額與外商直接投資的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.387，顯著性概率P=0.016<0.05，兩者存在顯著性正向相關(guān)關(guān)系。同時表1可以看出，中國體育用品出口額較大、進口額較小，體育用品進口和出口的差額較大。外商直接投資對中國體育用品出口貿(mào)易有促進作用，主要體現(xiàn)在外商投資企業(yè)通過輸出人力資本、技術(shù)、原材料和設(shè)備等方式，推動我國體育用品出口貿(mào)易的增長。體育用品制造業(yè)是中國體育產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，外商直接投資對體育用品制造業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)顯著，中國作為名副其實的體育用品制造業(yè)大國[8]，體育用品出口貿(mào)易已經(jīng)發(fā)展成為中國最具競爭力的產(chǎn)品，對提高就業(yè)、拉動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用。

表1 外商直接投資數(shù)據(jù)和中國體育用品進出口額（單位：億美元）Table 1 FDI Data and the Import&Export Value of China’s Sporting Goods(USD 100 million)

表2 外商直接投資數(shù)據(jù)與體育用品進出口額的Pearson相關(guān)性分析Table 2 Pearson Correlation Analysis of the FDI Data and the Import&Export Value of the Sporting Goods

2.2 外商直接投資與體育用品進出口額時間序列的平穩(wěn)性及其單整階數(shù)檢驗

對時間序列進行分析的前提是保證序列的平穩(wěn)性，而非平穩(wěn)的時間序列參與回歸建模分析，會導(dǎo)致偽回歸問題的出現(xiàn)。單位根對檢驗時間序列的平穩(wěn)性具有重要作用，如果序列為平穩(wěn)序列，則可以進行計量分析；如果序列為非平穩(wěn)序列，則需進行差分處理。在進行時間序列分析之前，對外商直接投資與體育用品進出口序列進行單位根檢驗，判斷序列的平穩(wěn)性。假設(shè)有兩個序列y1t和y2t，如果滿足如下條件：

（1）序列 y1t和 y2t是 d階單整，即 yitI(d),i=1,2;

（2）存在非零向量 α=(α1,α2)，使得 α1y1t+α2y2tI(d-b)其中0

表 3顯示，原序列l(wèi)nFDI、lnTYJK和 lnTYCK的 ADF檢驗的相伴概率P值均大于0.05，拒絕不存在單位根的原假設(shè)，即原序列都存在單位根，可以認為序列l(wèi)nFDI、lnTYJK和lnTYCK是非平穩(wěn)的。序列 lnFDI、lnTYJK和lnTYCK的一階差分序列 Δ1lnFDI、Δ1lnTYJK和 Δ1lnTYCK的ADF檢驗t統(tǒng)計量相應(yīng)的相伴概率P<0.01，差分序列都不存在單位根，即序列 Δ1lnFDI、Δ1lnTYJK和Δ1lnTYCK是平穩(wěn)的，記為：lnFDI I(1)、lnTYJK I(1)和 lnTYCK I(1)，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

表3 外商直接投資與體育用品進出口額時間序列的ADF檢驗Table 3 ADF Test of the Time Sequence of FDI and the Import&Export Value of the Sporting Goods

2.3 外商直接投資與體育用品進出口額時間序列的協(xié)整檢驗

為檢驗兩時間序列xt和yt是否協(xié)整，Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗法，稱作EG檢驗。對同是d階單整的序列xt和yt，用一個變量對另一個變量回歸， 即協(xié)整回歸方法為 yt=α+βxt+εt，α 和 β 表示回歸系數(shù)的估計值，則估計模型的回歸殘差 ut=yt-α-βxt，若 ut I(0)，說明xt和 yt具有協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系[9]。

表4顯示，體育用品進口（lnTYJK）與外商直接投資（lnFDI）的協(xié)整回歸方程為：lnTYJK=-2.087+0.2191*lnFDI，其lnFDI回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量所對應(yīng)的相伴概率P=0.1446＞0.05，即體育用品進口與外商直接投資沒有顯著性相關(guān)關(guān)系，協(xié)整回歸方程不理想，不適合做協(xié)整回歸方程的殘差序列的平穩(wěn)性檢驗，說明我國體育用品進口額與外商直接投資不存在協(xié)整關(guān)系。

體育用品出口（lnTYCK）與外商直接投資（lnFDI）的協(xié)整回歸方程為：lnTYCK=-0.0936+0.3195*lnFDI，其常數(shù)項與被解釋變量（lnTYCK）沒有顯著性相關(guān)關(guān)系（P>0.05），lnFDI的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量很顯著，并且相應(yīng)的相伴概率P<0.05。lnFDI的系數(shù)估計值表示體育用品出口對外商直接投資的彈性，其系數(shù)估計值為0.3195，表示外商直接投資增加1%，體育用品出口增加0.3195%。

表5顯示，體育用品出口與外商直接投資回歸方程的殘差序列ADF檢驗結(jié)果，檢驗類型包含常數(shù)項和趨勢項，ADF檢驗的t統(tǒng)計量相對應(yīng)的的相伴概率P=0.0003，遠遠小于0.05的顯著性水平，可以說明lnTYCK和lnFDI的殘差序列是平穩(wěn)的，兩者存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。

表4 外商直接投資與體育用品進出口額的協(xié)整OLS回歸結(jié)果Table 4 Co-integration OLS Regression Result of FDI and the Import&Export Value of the Sporting Commodities

表5 與協(xié)整回歸方程的殘差序列平穩(wěn)性檢驗Table 5 Residual series stability test of the Co-integrative Regression Equation of In TYCK and In FDI

表5 與協(xié)整回歸方程的殘差序列平穩(wěn)性檢驗Table 5 Residual series stability test of the Co-integrative Regression Equation of In TYCK and In FDI

????u=ln(TYCK)+0.0936-0.3195?ln(FDI) ?c,t,1? -4.9081 0.0003 ?????? ????ADF??t???????^

2.4 外商直接投資與體育用品進出口額時間序列的誤差修正模型

當兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系時，則可以通過誤差修正模型來分析被解釋變量的短期波動變化，即分析變量之間的動態(tài)非均衡關(guān)系[9]。對體育用品出口與外商直接投資建立誤差修正模型為：ΔlnTYCK=c+c1ΔFDI+c1ecmt+εt。

其中，ecmt是誤差修正項，且ecmt=ln(TYCK)t-1-c0-c1IN(FDI)t-1。ecmt反映了變量在短期波動中偏離其長期均衡關(guān)系的程度，稱為均衡誤差[9]。

誤差修正模型系數(shù)值反映的是，lnTYCK與lnFDI之間動態(tài)關(guān)系偏離協(xié)整關(guān)系后的調(diào)整速度。如果該調(diào)整系數(shù)值為負，說明偏離非均衡誤差將會得到修正；如果調(diào)整系數(shù)值為正，說明非均衡誤差不僅得不到修正，而且誤差會更大。在得到的誤差修正模型的調(diào)整系數(shù)值中，至少要有一個負值，協(xié)整關(guān)系才有效，如果全是正值，協(xié)整關(guān)系無效。在lnTYCK與lnFDI的誤差修正模型中，D(lnFDI)的t統(tǒng)計量相對應(yīng)的相伴概率P=0.0034<0.05，表明在短期內(nèi)，外商直接投資每增加1%，中國體育用品出口額增加0.2429%，外商直接投資與體育用品出口存在短期均衡關(guān)系。誤差修正項ECM(-1)的系數(shù)值為負數(shù)，表明lnTYCK與lnFDI偏離長期均衡關(guān)系的誤差將會得到修正，且相伴概率P<0.01，這進一步說明誤差修正模型對lnTYCK與lnFDI偏離非均衡誤差的調(diào)整力度相當顯著。

表6顯示，在短期內(nèi)，我國體育用品出口（lnTYCK）由兩部分影響構(gòu)成，一是短期外商直接投資額（lnFDI），二是前期體育用品出口偏離長期均衡關(guān)系的影響（即誤差修正項ECM(-1)）。為了使體育用品出口與外商直接投資維持長期均衡關(guān)系，本月將以-0.8311的誤差修正協(xié)調(diào)系數(shù)對上一個月的lnTYCK與lnFDI的非均衡狀態(tài)進行調(diào)節(jié)，使得lnTYCK與lnFDI維持長期均衡關(guān)系。

表6 lnTYCK與lnFDI的誤差修正模型Table 6 Error Correction Model of In TYCK and IN FDI

2.5 外商直接投資與體育用品進出口額時間序列的Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果關(guān)系檢驗可以用來確定經(jīng)濟變量之間是否存在因果關(guān)系以及影響的方法，其檢驗基本思想為：如果X的變化引起了Y的變化，則X的變化應(yīng)當發(fā)生在Y的變化之前[9]。Granger因果關(guān)系可用來檢驗外商直接投資與體育用品進出口是否存在因果關(guān)系，即判斷外商直接投資（或體育用品進出口）的變化能否被看成體育用品進出口（或外商直接投資）變化的原因。

由于Granger因果關(guān)系檢驗對于滯后期數(shù)比較敏感[7]，不同的滯后期數(shù)得到的檢驗結(jié)果亦不相同，所以為了使檢驗結(jié)果的準確性，選取滯后長度為2、3和4，對外商直接投資和體育用品進出口進行Granger因果關(guān)系檢驗。表7顯示，在滯后長度為2至4的情況下，外商直接投資不是體育用品進出口的 Granger因果關(guān)系（P>0.05）；體育用品進出口也不是外商直接投資的Granger因果關(guān)系（P>0.05）。

3 基本結(jié)論與政策建議

3.1 我國外商直接投資與體育用品出口貿(mào)易存在顯著性正向相關(guān)關(guān)系（P<0.05），與體育用品進口貿(mào)易沒有正向相關(guān)關(guān)系（P>0.05）。我國體育用品進出口額處于增長態(tài)勢，但進口和出口的差額較大，外商直接投資拉動體育用品出口貿(mào)易增長，但對體育用品進口貿(mào)易沒有促進作用。

表7 外商直接投資與體育用品進出口的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果Table 7 Test Result of Granger Causality between FDI and the Import&Export of Sporting Goods

3.2 從長期看，我國外商直接投資與體育用品出口存在協(xié)整關(guān)系，即兩者表現(xiàn)出長期均衡關(guān)系，存在外商直接投資增加1%，體育用品出口增加0.3195%的量化關(guān)系。外資企業(yè)通過提供新技術(shù)、先進設(shè)備和管理方法等，借助我國廣闊的勞動力市場，通過出口到國際市場來取得利益最大化，與投資國保持互利共贏的長期發(fā)展方式，推動我國體育用品出口貿(mào)易處于長期增長態(tài)勢。而外商直接投資對我國體育用品進口貿(mào)易沒有長期均衡關(guān)系，這與當前國家的政策導(dǎo)向一致，采用進口替代政策，促進本國工業(yè)品發(fā)展，直接導(dǎo)致與外商直接投資存在反向關(guān)系。同時外商直接投資的貿(mào)易替代效應(yīng)，符合我國的出口替代政策。

3.3 在短期內(nèi)，外商直接投資對體育用品出口貿(mào)易有顯著影響，表現(xiàn)出外商直接投資每增加1%，中國體育用品出口增加0.2429%的定量關(guān)系，小于長期均衡關(guān)系波動的0.3195%。誤差修正項為負，且在1%的檢驗水平下顯著，當期將以-0.8311的速度對前一期的外商直接投資與體育用品出口貿(mào)易偏離長期均衡關(guān)系進行調(diào)整。外商直接投資與體育用品出口的短期相互促進作用顯著，存在短期均衡發(fā)展態(tài)勢。

3.4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，外商直接投資不是體育用品進出口貿(mào)易增長的原因，同時體育用品進出口貿(mào)易增長不是外商直接投資提高的原因。究其原因表現(xiàn)在，我國體育用品進出口貿(mào)易占中國進出口總貿(mào)易額的比重還很小，體育用品進出口貿(mào)易很難顯現(xiàn)出急劇增長效應(yīng)，同時體育用品進出口貿(mào)易的增長也很難帶動外商直接投資額的顯著提高。

3.5 政府部門可以進一步提高外向型經(jīng)濟發(fā)展方式，通過減免相應(yīng)出口關(guān)稅和提高出口補貼等方式，鼓勵外資企業(yè)進入中國市場，發(fā)展體育用品產(chǎn)業(yè)，推動體育用品出口貿(mào)易發(fā)展，進而拉動國內(nèi)體育用品市場的繁榮發(fā)展。

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