王文芳+李嘉瑞

【摘 要】為研究中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與FDI的關(guān)系，本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，根據(jù)1982-2015年間數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)進(jìn)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，進(jìn)口貿(mào)易與國(guó)際直接投資互為格蘭杰因果關(guān)系。國(guó)際直接投資對(duì)我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易具有負(fù)向沖擊作用，兩者間呈替代關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】國(guó)際直接投資；進(jìn)口貿(mào)易；替代關(guān)系

國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易是生產(chǎn)要素和商品在國(guó)際間流動(dòng)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。蒙代爾（1957）在赫克歇爾-俄林-薩繆爾森的要素稟賦理論基礎(chǔ)上，對(duì)FDI與國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為FDI與國(guó)際貿(mào)易之間是一種替代關(guān)系。小島清（1987）通過(guò)對(duì)日本與美國(guó)間的FDI與國(guó)際貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為FDI與國(guó)際貿(mào)易為互補(bǔ)關(guān)系。Painhe和Wakelin（1998）通過(guò)對(duì)OECD的11國(guó)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)FDI與國(guó)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。馬章良（2013）通過(guò)定性和定量相結(jié)合的方法，對(duì)FDI對(duì)我國(guó)對(duì)外貿(mào)的關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為FDI對(duì)我國(guó)的貿(mào)易總額、出口總額和進(jìn)口總額均有積極的影響。劉志華等（2009）從跨國(guó)公司的視角，對(duì)貿(mào)易成本變化下的FDI與國(guó)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(guó)際貿(mào)易既可能是替代關(guān)系有可能是互補(bǔ)關(guān)系。歐星星（2013）利用1997-2011年間，中國(guó)與其他33個(gè)貿(mào)易國(guó)的國(guó)際直接投資與貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，對(duì)FDI與國(guó)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(guó)出口貿(mào)易、進(jìn)口貿(mào)易和FDI的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)FDI與國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

一、數(shù)據(jù)說(shuō)明及變量的選取

本文采用1982-2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，主要變量是中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易總額和對(duì)外直接投資額，同時(shí)為避免虛假序列相關(guān)問(wèn)題的出現(xiàn)，本文也將影響進(jìn)出口的重要因素國(guó)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(lái)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(duì)以上數(shù)據(jù)（除E外）分別通過(guò)取對(duì)數(shù)的方式進(jìn)行去趨勢(shì)處理，并將各變量分別記為：進(jìn)口貿(mào)易額lnIM；對(duì)外直接投資lnFDI；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值lnGDP；匯率E。

二、單位根檢驗(yàn)

本文采用數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列，為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，首先應(yīng)對(duì)各時(shí)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(duì)時(shí)間序列變量lnIM、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：

根據(jù)表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，時(shí)間序列變量lnIM、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，lnIM、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lnIM、lnFDI、lnGDP、E均為一階單整序列，服從I（1）過(guò)程。

三、FDI與中國(guó)進(jìn)口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證分析

1.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(shí)間序列變量lnIM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(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢(shì)，那么這組序列就是協(xié)整的，這個(gè)線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

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(wú)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(méi)有趨勢(shì)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(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明進(jìn)口貿(mào)易額（lnIM）與國(guó)際直接投資（lnFDI）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）、匯率（E）在樣本期間存在長(zhǎng)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。

據(jù)Johnson協(xié)整檢驗(yàn)方法估計(jì)結(jié)果，可將進(jìn)口貿(mào)易額與國(guó)際直接投資、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、匯率的長(zhǎng)期均衡關(guān)系表示如下：

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(zhǎng)期中國(guó)際直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易具有負(fù)效應(yīng)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和匯率對(duì)進(jìn)口貿(mào)易具有正效應(yīng)。國(guó)際直接投資每增長(zhǎng)1%，進(jìn)口貿(mào)易額將降低0.46%。

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)

先對(duì)IM和FDI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5%的顯著性水平下，F(xiàn)DI不是IM的格蘭杰原因和IM不是FDI的格蘭杰原因的假設(shè)均可被拒絕，所以進(jìn)口貿(mào)易與FDI互為格蘭杰因果關(guān)系。