国际贸易与外国直接投资中国的经验分析

1外国直接投资与进出口贸易关系——对中国2000-2005年数据的协整分析陈策（西北大学经济管理学院，陕西西安710127）内容提要：本文利用协整关系检验和Granger因果关系检验，从短期变动和长期均衡的角度，描述了从2000年1月至2005年12月中国实际利用FDI与中国进口和出口之间的相互作用关系。检验结果表明，FDI与进口及出口之间都存在着长期均衡关系，FDI对出口和进口都具有正的边际产出，同时出口和进口的增长构成了FDI增长的原因，为此中国在制定贸易政策时要充分考虑到进出口对FDI的影响，在保持和扩大对外贸易规模的同时，进一步引入FDI促进中国经济增长。关键词：外国直接投资；进口；出口一引言外国直接投资（FDI）与国际贸易是国际分工的两种基本表现形式，是两种最重要的国际经济关系。在中国经济发展的过程中，外国直接投资和进出口贸易规模逐年扩大，以2004年为例，中国对外贸易总额首次超过一万亿美元，达到11548亿美元，在世界贸易中排名第三位，同年中国实际吸收FDI606亿美元。其中制造业领域吸收外资的比重保持在70%，中芯国际集成电路、松下等离子、索尼爱立信研发中心等一批高新技术外资企业相继落户。全年外商投资企业出口3386亿美元，占出口总额的57.1%，进口3246亿美元，占进口总额的57.8%①。外资持续稳定的流入对中国贸易增长发挥了巨大推动作用，这就促使人们越来越关注中国进出口贸易增长过程中外资的表现特征和作用。二文献综述外国直接投资和国际贸易的关系在传统理论解释上大致有以下三种；一是Mundell于1957年提出的贸易和投资的替代理论。该理论认为在生产要素可以自由流动、生产函数相同的前提下，一国对另一国的直接投资，可以缩小自己的生产可能性边界，扩大对方的生产可能性边界，形成对国际贸易的完全替代。二是Markuson和Svensson在1985年提出的贸易和投资的互补理论。他们利用要素比例模型，通过改变H-O模型中的假设条件，阐述了作者简介：陈策（1981—），男，辽宁沈阳人，西北大学经济管理学院2004级世界经济硕士研究生。2生产要素流动与商品贸易之间的相互关系，指出如果贸易和非贸易要素是合作的，那么商品贸易和生产要素的流动将表现为一种互补关系；如果两者之间是不合作的，则商品贸易和非贸易要素的流动就会表现为一种替代关系。三是以Bagwati和Dinopoulos为代表的经济学家提出的补偿投资模型。该理论认为贸易和投资之间的关系不仅仅取决于要素价格差异等纯经济因素及现实的贸易障碍，在存在贸易保护威胁的条件下，不同利益集团之间的博弈也会产生贸易和投资之间的替代及互补。另外有学者对FDI和贸易的一体化理论进行尝试分析。Helpman（1984）及Helpman和Krugman（1985）讨论了两个国家要素禀赋差异程度，证明了专业化程度对于要素禀赋来说起到一种正向作用，并且如果是垂直分工，母国公司将会出口给海外子公司所需投入的中间品。Helpman的模型抓住了垂直一体化公司的关键但却不允许FDI在非常类似的国家发生，这种分析提供一种在国外市场可能的互补和替代效应的解释（Markusen和Maskus，1999）。在国家大小、要素禀赋和技术相同的假设条件下，Brainard（1993），Horstman和Markusen（1992），Markusen（1984）区分了企业层面上规模经济并且承认了关税、运输成本等贸易壁垒的存在。讨论的问题是同在企业和国家的两个层面上，选择FDI还是国际贸易取决于贸易收益的接近度和集中度②。如果接近度优势超过了集中度优势，则会有更多的FDI来代替贸易，所以FDI与贸易之间是一种替代关系。之后，Markusen（1998）又在国家相对禀赋不同的假设条件下，引入国家间的非对称性来解释如何在国际贸易和FDI之间进行选择。Brainard（1997）的研究表明跨国公司在本国和外国市场的活动很相似，也说明相似国家间的跨国生产活动会替代贸易。Dunning（1998）指出FDI和贸易的关系是基于一定条件的，这些条件包括贸易和FDI的种类，以及贸易和FDI各自发生的条件。Gray（1998）则指出市场导向型的子公司能够替代国际贸易而效率导向型的子公司将会提高贸易量。在实证分析方面，很多学者用不同国家（地区）和不同产业间的数据对FDI和贸易的关系进行了大量的检验，由于研究所用的数据和方法不同，得出的结果也不一样。Lipsey和Weiss（1981，1984）用交叉部门企业数据对贸易和子公司的生产情况进行估计，发现美国公司在当地的产出与当地从美国进口有正相关性。Blomstrom、Lipsey和Kulchychy（1998）用贸易方程分析美国与瑞士的数据，发现FDI和出口销售之间存在着互补关系。Bayoumi&Lipworth（1997）用日本和主要20个贸易伙伴之间1982-1995年的双边数据，回归分析日本贸易量和FDI之间的关系及日本进出口市场的相对价格和外国市场总需求的关系，结果表明日本对外直接投资短期影响出口而长期影响进口。而Pain&Wakelin（1998）用扩大出3口需求模型和面板数据分析了11个OECD国家从1971到1992年的情况，发现FDI和出口之间关系的异质性。Gopinath，Pick和Vasavada（1999）建立了四方程系统，对美国食品工业FDI和贸易之间的关系进行了分析，结果显示子公司在国外市场的销售和本国出口是替代性的。Pfaffermayr（1996）在一个内生框架下，用奥地利制造业的时间序列数据和交叉部门工业数据估计了一个同期方程，结果表明从1980年代到1990年代早期，FDI和出口之间有着显著的互补关系。Goldberg和Klein（1999）在Rybczynski理论的基础上，通过美国和拉美国家具体的双边资本和贸易流动的数据，检验了流入拉美国家特定部门的FDI与这些部门的净出口之间以及其他制造业部门之间的关系。Aizenman和Noy（2005）应用Geweke（1982）的分解方法，发现FDI和贸易之间大部分（81%）的线性双向关系可以用Granger因果检验来说明。值得注意的是，一些学者对中国的FDI与贸易关系也做了实证分析。Zhang&Song（2000）用面板数据分析方法对1986-1997中国各省数据进行分析，证明了流入中国的FDI促进了中国的出口。Liu、Wang和Wei（2001）用面板数据分析了中国和19个国家（地区）FDI与贸易的关系，结果表明中国进口增长导致来自母国（地区）的FDI流入中国的增加，同时又引起了中国对母国（地区）出口的增长。Branstetter&Feenstra（2002）用中国1984-1995年各省的FDI和贸易数据，将Grossman和Helpman（1994，1996）的理论模型用于政策背景下，强调用政治经济学方法理解和预测中国经济改革路径的重要性。而目前国内对FDI与中国贸易关系的研究趋势主要包括：一是对FDI和中国对外贸易进行相关性分析；二是利用FDI与贸易的相互关系来制定贸易政策和产业政策。以上这些研究为建立外国直接投资变量与中国进出口变量之间的影响关系的典型化事实做出了重要的贡献，并且为进一步检验外国直接投资与中国进出口贸易的影响提供了重要的参考依据。但是已有文献在做中国利用FDI和国际贸易的实证分析时，基本上采用的都是年度数据，而且大部分都是对FDI与中国对外贸易的相关性分析，较少关注二者长期的稳定性。为此本文在前人研究的基础上，利用月度数据和协整模型来检验FDI与中国进出口贸易的相互作用，并用Granger因果检验来判断进出口变动与FDI变动的相互关系。三数据描述和协整模型检验（一）数据说明与数据分析本文的经验分析主要用三个重要的时间序列：利用变量tLnFDI表示外商直接投资的对4数时间序列；利用变量tLnEX表示对数出口序列；利用变量tLnIM来表示对数进口序列。这三个时间序列的对数曲线由图1给出，相应的同比增长率（分别用)(tfdi、)(tex和)(tim表示）曲线由图2和图3给出。数据范围为2000年1月至2005年12月，数据来源于各月《中国经济景气月报》和中华人民共和国商务部规划财务司网站（）。图1显示时间序列tLnFDI、tLnEX和tLnIM具有类似的时间趋势。这意味着这三个时间序列可能具有共同的趋势成分，外国直接投资水平与出口和进口水平的同期相关系数分别为0.5767和0.5801。图2和图3从周期波动角度说明外国直接投资增长率与进出口增长率之间的对比，体现出外国直接投资增长率和进出口增长率之间存在一定的协同性。5（二）时间序列平稳性和协整关系检验如果时间序列之间存在显著的协整关系，说明它们存在共同的趋势水平，这些时间序列的协同变化受长期均衡关系的约束。如果FDI对中国进出口具有显著的拉动作用，则这些时间序列之间应该存在显著的协整关系。1．单位根检验。为了检验时间序列的平稳性，我们需要对FDI和进出口变量的时间序列进行单位根检验。如果非平稳时间序列tY的一阶差分tY是平稳的，则时间序列tY是具有1个单位根的I（1）过程。我们用ADF（AugmentedDickey-Fuller）统计量进行单位根检验，模型一般形式为：m1it1i121ttttYYY·····················（1）其中tY为待检验时间序列，△为差分算子，1为截距项，2为趋势项，m1iitY为tY的若干滞后项，随机扰动项t为白噪声序列，检验原假设是H0：δ=0；悖择假设是H1：δ0，，我们根据AIC和SC信息准则选取滞后阶，检验结果见表1。表1时间序列的单位根检验原序列ADF(c,t,p)临界值一阶差分序列ADF(c,t,p)临界值tLnFDIADF(c,5)=-2.1733-2.5899***tLnFDIADF(c,4)=-8.3839*-3.5312*tLnEXADF(c,2)=0.1169-2.5889***tLnEXADF(c,1)=-11.1582*-3.5267*tLnIMADF(c,3)=0.0486-2.5892***tLnIMADF(c,2)=-8.8176*-3.5281*注：1.ADF(c,t,p)中的c为常数项，t为趋势项，p为滞后项。62.*、**和***分别表示在99%、95%和90%的水平下显著，临界值为相应显著水平下的临界值结果表明所有变量原序列在10%的显著性水平下都不能通过检验，因此原序列都不是平稳序列；而所有变量的一阶差分序列在1%显著性水平下都不拒绝变量有一个单位根的原假设，所以对数FDI和对数进出口变量的时间序列中都只存在一个单位根，即这些序列都是一阶单整序列，因而在此基础上可以继续检验这些变量之间的协整关系。2．协整关系检验。如果所考虑的时间序列具有相同的单整阶数，且某种线性组合（该组合的系数称为协整向量）使得组合时间序列的单整阶数降低，则称这些时间序列之间存在显著的协整关系，通过协整关系的估计检验，也就度量了经济系统中的长期稳定关系。特别的，对1阶单整序列而言，其协整关系便是线性组合后的平稳序列。我们这里使用Engle-Granger两步检验法，对于所考虑的三个时间序列而言，存在协整关系是指存在非零1、2、1和2，使得（2）（3）两式中的协整误差1t和2t是平稳时间序列，通过均值修正，可以将协整误差表示为零均值的平稳过程。由于我们已经判断tLnEX、tLnIM和tLnFDI都是1阶单整过程，因此可以直接用EG两步法对模型（2）（3）进行检验。tttLnFDILnEX211………………………………………………………（2）tttLnFDILnIM212………………………………………………………（3）结果如下：]7619.0)1([8459.53115.0*)8495.30(*)1871.5(*)8835.3(