王文芳+朱晨曦

【摘 要】本文運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗等方法，根據1982—2015年間時間序列數據對我國出口貿易與FDI之間的關系進行了實證分析。結果表明，出口貿易與國際直接投資互為格蘭杰因果關系。國際直接投資與我國出口貿易是一種替代關系。

【關鍵詞】國際直接投資；出口貿易；協(xié)整檢驗

國際直接投資與國際貿易是生產要素和商品在國際間流動的結果， 兩者之間存在著十分密切的聯(lián)系，是替代關系、互補關系還是其他關系等，學者們的觀點不盡相同。Robert.A.Mundell（1957），Dunning（1980）等認為FDI與國際貿易之間存在替代關系。小島清（1987）通過對日本與美國間的FDI與國際貿易關系進行研究，認為FDI與國際貿易為互補關系。Painhe和Wakelin（1998）通過對OECD的11國的相關數據進行實證分析，發(fā)現FDI與國際貿易既可能存在替代關系又可能存在互補關系。顧建清（2006）運用Johansen的協(xié)整分析法和Granger的因果關系檢驗法，對FDI與中國出口貿易的互動關系進行研究，認為FDI與我國出口貿易互為因果關系。李春峰（2002）通過對FDI與母國外貿效應的定性和實證分析，指出雖然不同行業(yè)、不同動機的FDI 對母國外貿有不同影響機制與作用，但從一國的整體上看，FDI與對外貿易間存在積極效應。FDI影響母國的進出口貿易規(guī)模、結構和流向，同時也帶動了母國出口市場范圍的擴大。劉志華等（2009）從跨國公司的視角，對貿易成本變化下的FDI與國際貿易的相互關系進行研究，認為在不同貿易成本下，FDI與國際貿易既可能是替代關系有可能是互補關系。呂鳴春（2013）采用面板數據和向量誤差修正模型，以美國制造業(yè)對中國的FDI和出口數據為例進行實證分析，認為美國制造業(yè)對外直接投資與出口貿易之間整體是相互促進的互補關系，特別是FDI對出口具有較強的正向促進作用。歐星星（2013）利用1997—2011年間，中國與其他33個貿易國的國際直接投資與貿易面板數據，對FDI與國際貿易的關系進行實證分析，認為FDI與出口貿易呈互補關系，與進口貿易呈替代關系。本文將在現有研究的基礎上，運用1982-2015年間，中國出口貿易和FDI的時間序列數據，對FDI與出口貿易的關系進行實證分析。

一、數據說明及模型建立

本文采用1982—2015年的時間序列數據，主要變量是中國出口貿易總額和對外直接投資額，同時為避免虛假序列相關問題的出現，本文也將影響進出口的重要因素國內生產總值（GDP）和匯率（E）作為解釋變量。以上數據均來源于世界銀行，以現值美元計，其中匯率以1美元等于E人民幣表示。為保證數據的平滑性，消除樣本數據中存在的異方差，對以上數據（除E外）分別通過取對數的方式進行去趨勢處理。根據所研究問題的需要，本文將建立多元線性模型。通過線性回歸以確定國際直接投資與中國出口貿易的關系。模型如下：

二、FDI與中國出口貿易關系的實證分析

1.單位根檢驗

本文采用數據均為時間序列，為避免出現“偽回歸”現象，首先應對各時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF檢驗法對時間序列變量lnEX、lnFDI、lnGDP、E分別進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如表1所示：

注：檢驗形式（c，t，k）中c，t，k分別表示ADF檢驗中的常數項、時間趨勢、滯后期數；Δ表示一階差分。

根據表1單位根檢驗結果可知，時間序列變量lnEX、lnFDI、lnGDP、E的水平序列均是不平穩(wěn)序列，但在1%的顯著性水平下，lnEX、lnFDI、E是平穩(wěn)的，在5%的顯著性水平下，lnGDP是平穩(wěn)的。所以變量lnEX、lnFDI、lnGDP、E均為一階單整序列，服從I（1）過程。

2.協(xié)整檢驗

單位根檢驗結果（參見表1）表明在樣本區(qū)間上，時間序列變量lnEX和lnFDI、lnGDP、E都是一階單整序列。如果一組非平穩(wěn)序列都是同階單整的，而且該組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，這個線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長期的均衡關系。

檢驗協(xié)整關系的方法從檢驗對象上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的檢驗方法，稱為E-G兩步檢驗法；另一種是基于回歸系數的協(xié)整檢驗，即Johansen檢驗。而且，E-G兩步檢驗法多是用于兩變量的協(xié)整檢驗，Johansen檢驗多用于多變量的協(xié)整檢驗。所以本文采用Johansen檢驗對一階單整序列l(wèi)nEX和lnFDI、lnGDP、E進行協(xié)整檢驗。首先采用AIC準則和SC準則確定最佳滯后期為1（參見表2）。

無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數為1，故協(xié)整檢驗VAR模型的滯后期可確定為0。采取協(xié)整方程有截距項但沒有趨勢的形式，進行Johnson協(xié)整檢驗，特征根跡檢驗結果如表3和表4。

據Johnson協(xié)整檢驗的特征根跡檢驗結果和最大特征根檢驗結果都顯示，變量間存在協(xié)整關系，且存在3個協(xié)整關系，說明lnEX與lnFDI、lnGDP、E在樣本期間存在長期均衡關系。Johnson協(xié)整檢驗方法估計結果如下表5所示。

上式中各系數的檢驗結果在5%的顯著性水平下都是顯著的，在長期中國際直接投資與出口貿易間存在負相關關系，國內生產總值和匯率對出口貿易具有正效應。國際直接投資每增長1%，出口貿易將降低0.06%。

3.格蘭杰因果檢驗

對出口貿易和國際直接投資進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表6。

格蘭杰因果檢驗結果顯示，在10%的顯著性水平下，FDI不是EX的格蘭杰原因和EX不是FDI的格蘭杰原因的假設均可被拒絕，所以出口貿易與國際直接投資互為格蘭杰因果關系。

三、結論

本文運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗等方法，對1982—2015年間我國進出口貿易與FDI之間的關系進行了實證分析。結果表明，出口貿易與國際直接投資互為格蘭杰因果關系。出口貿易與國際直接投資之間存在長期均衡關系。國際直接投資的系數顯示，國際直接投資對我國出口貿易具有負向沖擊作用，即FDI與我國國際貿易間存在替代效應。

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作者簡介：

王文芳（1992—），河南商丘人，碩士研究生，研究方向：國際貿易。

朱晨曦（1993—），河北石家莊人，碩士研究生，研究方向：國際商務、國際貿易。