王文芳+朱晨曦

【摘 要】本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等方法，根據(jù)1982—2015年間時間序列數(shù)據(jù)對我國出口貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，出口貿(mào)易與國際直接投資互為格蘭杰因果關(guān)系。國際直接投資與我國出口貿(mào)易是一種替代關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】國際直接投資；出口貿(mào)易；協(xié)整檢驗(yàn)

國際直接投資與國際貿(mào)易是生產(chǎn)要素和商品在國際間流動的結(jié)果， 兩者之間存在著十分密切的聯(lián)系，是替代關(guān)系、互補(bǔ)關(guān)系還是其他關(guān)系等，學(xué)者們的觀點(diǎn)不盡相同。Robert.A.Mundell（1957），Dunning（1980）等認(rèn)為FDI與國際貿(mào)易之間存在替代關(guān)系。小島清（1987）通過對日本與美國間的FDI與國際貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為FDI與國際貿(mào)易為互補(bǔ)關(guān)系。Painhe和Wakelin（1998）通過對OECD的11國的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)FDI與國際貿(mào)易既可能存在替代關(guān)系又可能存在互補(bǔ)關(guān)系。顧建清（2006）運(yùn)用Johansen的協(xié)整分析法和Granger的因果關(guān)系檢驗(yàn)法，對FDI與中國出口貿(mào)易的互動關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為FDI與我國出口貿(mào)易互為因果關(guān)系。李春峰（2002）通過對FDI與母國外貿(mào)效應(yīng)的定性和實(shí)證分析，指出雖然不同行業(yè)、不同動機(jī)的FDI 對母國外貿(mào)有不同影響機(jī)制與作用，但從一國的整體上看，F(xiàn)DI與對外貿(mào)易間存在積極效應(yīng)。FDI影響母國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模、結(jié)構(gòu)和流向，同時也帶動了母國出口市場范圍的擴(kuò)大。劉志華等（2009）從跨國公司的視角，對貿(mào)易成本變化下的FDI與國際貿(mào)易的相互關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為在不同貿(mào)易成本下，F(xiàn)DI與國際貿(mào)易既可能是替代關(guān)系有可能是互補(bǔ)關(guān)系。呂鳴春（2013）采用面板數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)為例進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為美國制造業(yè)對外直接投資與出口貿(mào)易之間整體是相互促進(jìn)的互補(bǔ)關(guān)系，特別是FDI對出口具有較強(qiáng)的正向促進(jìn)作用。歐星星（2013）利用1997—2011年間，中國與其他33個貿(mào)易國的國際直接投資與貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，對FDI與國際貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為FDI與出口貿(mào)易呈互補(bǔ)關(guān)系，與進(jìn)口貿(mào)易呈替代關(guān)系。本文將在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用1982-2015年間，中國出口貿(mào)易和FDI的時間序列數(shù)據(jù)，對FDI與出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

一、數(shù)據(jù)說明及模型建立

本文采用1982—2015年的時間序列數(shù)據(jù)，主要變量是中國出口貿(mào)易總額和對外直接投資額，同時為避免虛假序列相關(guān)問題的出現(xiàn)，本文也將影響進(jìn)出口的重要因素國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和匯率（E）作為解釋變量。以上數(shù)據(jù)均來源于世界銀行，以現(xiàn)值美元計(jì)，其中匯率以1美元等于E人民幣表示。為保證數(shù)據(jù)的平滑性，消除樣本數(shù)據(jù)中存在的異方差，對以上數(shù)據(jù)（除E外）分別通過取對數(shù)的方式進(jìn)行去趨勢處理。根據(jù)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(mào)易的關(guān)系。模型如下：

二、FDI與中國出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

本文采用數(shù)據(jù)均為時間序列，為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，首先應(yīng)對各時間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)法對時間序列變量lnEX、lnFDI、lnGDP、E分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

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

根據(jù)表1單位根檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)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(jī)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(guān)系。

檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的方法從檢驗(yàn)對象上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的檢驗(yàn)方法，稱為E-G兩步檢驗(yàn)法；另一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，即Johansen檢驗(yàn)。而且，E-G兩步檢驗(yàn)法多是用于兩變量的協(xié)整檢驗(yàn)，Johansen檢驗(yàn)多用于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)。所以本文采用Johansen檢驗(yàn)對一階單整序列l(wèi)nEX和lnFDI、lnGDP、E進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)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(shù)為1，故協(xié)整檢驗(yàn)VAR模型的滯后期可確定為0。采取協(xié)整方程有截距項(xiàng)但沒有趨勢的形式，進(jìn)行Johnson協(xié)整檢驗(yàn)，特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4。

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

上式中各系數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)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(mào)易間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值和匯率對出口貿(mào)易具有正效應(yīng)。國際直接投資每增長1%，出口貿(mào)易將降低0.06%。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

對出口貿(mào)易和國際直接投資進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，F(xiàn)DI不是EX的格蘭杰原因和EX不是FDI的格蘭杰原因的假設(shè)均可被拒絕，所以出口貿(mào)易與國際直接投資互為格蘭杰因果關(guān)系。

三、結(jié)論

本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等方法，對1982—2015年間我國進(jìn)出口貿(mào)易與FDI之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，出口貿(mào)易與國際直接投資互為格蘭杰因果關(guān)系。出口貿(mào)易與國際直接投資之間存在長期均衡關(guān)系。國際直接投資的系數(shù)顯示，國際直接投資對我國出口貿(mào)易具有負(fù)向沖擊作用，即FDI與我國國際貿(mào)易間存在替代效應(yīng)。

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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(mào)易。

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