对外直接投资与出口贸易：实证比较研究，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,实证论文,直接投资论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F830.591 文献标识码：A 文章编号：1003—7217（2006）01—0056—06
一、引言
对外直接投资（FDI）① 与出口贸易之间存在密切的联系，对此，西方学者已有较多的论述，但却无定论。Mundell（1957）首次严格地将资本引入古典国际贸易理论，他放松了生产要素在国际上不能流动的假设，并引入关税分析，其结论为：资本流动将替代商品贸易，即关税保护将导致资本流动和商品贸易之间的完全替代。而Flatters（1972）证明，仅仅在特定情形下，要素流动可能是对商品贸易的完全替代。Helmberger和Schmitz（1970）证明生产要素流动和商品贸易可能既有替代也有互补关系，并指出：国际商品贸易和对外直接投资之间究竟是互补还是替代关系其实是一个实证问题而非理论问题。
然而，实证研究的结论更是因人而异。Eaton和Tamura（1996）利用1985～1990年日本和美国与不同的100个伙伴之间的双向对外直接投资和贸易流量进行分析，其结论是：日本对外直接投资与出口贸易具有正相关关系，对美国却没有。[1] 随后，Fontagne和Pajot（1997）选取法国、意大利、日本、美国、瑞典及欧盟（12国）在1984～1994的数据进行分析，其结论是：对于法国而言，对外直接投资流量刺激出口，美国的互补性比法国更加显著，然而，当分析对外直接投资存量和贸易之间的关系时，所有国家不再具有互补性。[2] Pain和Wakelin（1998）选取的样本包括11个OECD国1971～1992的半年数据，共有473个观察值并使用了时间序列分析，其结论是：对外直接投资对出口贸易影响很复杂。一方面，对外直接投资减少了三个国家即法国、德国、瑞典的出口额，另一方面，它又增加了日本、英国、美国的贸易额。[3] 另外，Pfaffermayr（1994）对澳大利亚的研究，Bajo－Rubio（1999）对西班牙的研究[4] 以及Wissem（2002）对美国、日本、法国、德国及西班牙在1970～2001年度数据进行的计量分析结论[5] 也各异。
大量实证研究结论的差异性再次表明，对外直接投资与出口贸易的关系是一个实证而非理论问题。并且，上述研究主要针对西方发达国家进行的，对发展中国家的研究很少，而对中国的研究几乎是空白。然而，随着中国经济实力的进一步增强和融入世界经济一体化进程速度的加快，中国的对外直接投资亦出现了加快增长的趋势，且形成了一定的规模。② 作为贸易大国，FDI对中国出口贸易的影响不容忽视，因而，对比研究中国与西方发达国家在此问题上的差异，无疑具有重要的现实意义。
二、计量方法与模型
（一）检验不同时间序列的平稳性
判断时间序列是否平稳即分析它们的随机特征（期望值和方差）。当时间序列不表现出趋势或季节性，即没有因素随时间而演化时，它即是平稳的。
以下采用扩展的ADF单位根检验，以判断时间序列的平稳性。ADF检验包括一个回归方程，左边为序列的一阶差分，右边则为序列的一阶滞后项、滞后差分项，有时还有截距项和时间趋势项。带有截距项和时间趋势项的回归为：
每种情况的单位根检验都是对回归式中y[,t－1]的系数γ进行检验，ADF检验的输出结果包括检验滞后变量系数的ADF统计量和检验所需的临界值，如果系数显著地不为零，那么，y[,t]包含单位根的假设将被拒绝，从而接受备选假设y[,t]平稳。
对以上变量，VAR模型的估计从0～3阶滞后展开。AIC和SC标准用于判断最优滞后阶数。
（二）格兰杰因果分析
为了说明对外直接投资与出口贸易这两个经济变量之间的关系，常常采用格兰杰因果关系检验方法。格兰杰因果性概念可表述为：如果变量X是变量Y的格兰杰因，那么，X的变化必先于Y的变化，即若用Y的滞后值去预测Y，再加上X的滞后值，有助于改善Y的预测精度。具体检验过程如下：
第一步：检验“FDI不是引起EX变化的原因”的零假设，回归模型如下：
式（2）中，μ[,i]为残差序列，满足零均值和零方差且自相关假设。
第二步：用回归的残差平方和计算F统计量。
第三步：检验零假设：H[,0]：＝0（I＝1，2，……n），如果其中至少有一个显著地不为零，则拒绝“FDI不是引起EX变化的原因”的零假设，接受FDI是引起EX变化的原因；同样，为了检验“EX不是引起FDI变化的原因”，只需将上述回归模型中的变量EX和FDI相交换，作同样的回归检验和统计检验就可获得。因此，两个经济变量之间要么不存在因果关系，要么存在因果关系。在具有因果关系的情况下，两者之间可能是单向因果关系，也可能是相互影响。因果关系模型中的滞后期数分别取1～3期。
（三）数据间的协整检验
协整的概念由格兰杰首先提出，并经格兰杰和恩格尔所发展。他们将VAR、ECM和单位根与协整理论整合，提出了具有里程碑意义的协整表述定理，即如果一组非平稳的时间序列存在一个平稳的线性组合，那么，这组序列就是协整的，表示一种长期的均衡关系。所以，对外直接投资与贸易之间因果关系分析的第三步是检测变量之间的长期关系，即这些变量是否是协整的，所使用的是Johansen检验，它能判定协整方程的个数。
如果所有变量都是同阶单整的，且这些变量的某些线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系。Stock证明，对存在协整关系的时间序列，最小二乘回归（OLS）的估计量不仅是一致的，而且快于平稳时间序列OLS估计量的收敛速度，因此，可以直接使用传统的OLS方法。对协整模型的OLS估计量也称为超一致估计。
对各国FDI和出口贸易进行OLS回归，模型如下：
LnEX[,t]＝C＋αLnFDI[,t]＋μ[,t]
（3）
其中，LnFDI[,t]是t期实际FDI的自然对数，LnEX[,t]是t期出口贸易额的自然对数，C为常数项。引入对数是为了研究方便，取对数后将更容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质和相互关系。
考察上述方程的回归残差μ[,t]是否平稳，如果回归残差平稳，则说明存在协整过程，该方程描述了变量之间的长期稳定关系。
同样用ADF法检验回归残差的平稳性，即做如下回归：
H[,0]：γ＝0； H[,1]：γ＜0。
其中，v[,t]是误差修正项，p是使残差项为白噪音的最优滞后阶数。
三、计量检验结果
（一）数据与变量选取
本文主要在宏观水平上实证分析对外直接投资与出口贸易的关系，选取样本为美国、日本、德国、英国、法国以及中国在1979～2003年共25年间的对外直接投资与出口贸易的年度数据。其中，各国出口贸易额数据均来自《世界经济年鉴》有关各期；对外直接投资数据除美国的来自《现代商业概览》各期，中国的数据来自《对外经济贸易年鉴》有关各期，其余各国数据来自UNCTAD《世界投资报告》相关各期。
在变量选取上，用FDI[,t]表示历年对外直接投资流出额。由于引入对数后将更容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质和相互关系，所以，为了研究方便，对以上时间序列分别取自然对数，其中LnFDI[,t]是t期实际对外直接投资流出额的自然对数，LnEX[,t]是t期出口贸易额的自然对数，C为常数项。
（二）ADF单位根检验结果
ADF单位根检验的结果见表1，除英国的LnFDI的原值在5％的水平上显著外，各国LnFDI的原值均不显著，但各国LnFDI的一阶差分均在5％的水平上显著，表明一阶差分都是平稳的时间序列，即各国对外直接投资的自然对数序列是同阶单整的，记为I（1）。另外，除中国的LnEX之原值在1％的水平上显著外，各国LnEX的原值均不显著，但进行一阶差分处理后，各国LnEX均在5％的水平上显著，这表明各国出口贸易的自然对数系列是平稳的，
符合一阶单整的要求，记为I（1）。根据协整理论，不同的时间序列同阶单整是它们之间存在协整关系的前提，由于各国LnFDI与LnEX均同阶单整，即都为I（1），所以各国的对外直接投资与它们各自的出口贸易存在协整关系，即存在长期的稳定关系。
表1 ADF单位根检验结果
类型
变量
检验模型类型
ADF ADF临界值 整合
国别
C T P AIC
SC
统计量1%
5%
阶数
美国 LnFDI 原值
C - 3 0.3218 0.5705 -2.0765
-3.7856 -3.0114 I(1)
一阶差分 C C 2 0.3607 0.6094 -7.0366[***] -4.4691 -3.6454
LnEX
原值
C T 1 -2.3981 -2.2006 -2.4291
-4.4167 -3.6219 I(1)
一阶差分 C - 0 -2.3014 -2.2016 -3.5699[**] -3.7497 -2.9969
日本 LnFDI 原值
C - 1 0.6257 0.7737 -2.5139
-3.7497 -2.9969 I(1)
一阶差分 - - 1 0.6660 0.7652 -2.6257[**] -2.6756 -1.9574
LnEx
原值
C - 0 -2.0657 -1.9675 -2.5872
-3.7343 -2.9907 I(1)
一阶差分 C - 0 -2.0476 -1.8492 -5.1418[***] -4.4415 -3.6330
英国 LnFDI 原值
C T 2 0.8587 1.1067 -4.3032[**] -4.4415 -3.6330 I(1)
一阶差分 C T 2 1.2371 1.4858 -4.4958[***] -4.4691 -3.6454
LnEX
原值
C T 1 -1.9936 -1.7960 2.2077-4.4415 -3.6330 I(1)
一阶差分 C - 0 -1.9130 -1.8142 -5.1947[***] -3.7497 -2.9969
德国 LnFDI 原值
C - 1 1.4794 1.6276 -1.5423
-3.7497 -2.9969 (1)
一阶差分 - - 0 1.4248 1.4742 -2.1596[**] -2.6700 -1.9566
LnEX
原值
C T 2 -2.0420 -1.7940 -1.8571
-4.4415 -3.6330 I(1)
一阶差分 C - 0 -1.9455 -1.8468 -3.4427[**] -3.7497 -2.9969
法国 LnFDI 原值
C T 1 0.9904 1.1878 -3.0774
-4.4167 -3.6219 I(1)
一阶差分 - - 1 14.1004 14.1996 -4.8402[***] -2.6756 -1.9574
LnEX
原值
C T 1 12.9747 13.1722 -3.0837
-4.4167 -3.6219 I(1)
一阶差分 C - 0 1.2216 1.3203 -3.2865[**] -3.7497 -2.9969
中国 LnFDI 原值
C T 2 2.4221 2.6701 -1.9637
-4.4415 -3.6330 I(1)
一阶差分 C - 1 2.4491 2.5979 -5.3052[***] -3.7667 -3.0038
LnEX
原值
C T 3 -2.4555 -2.1571 -4.4797[***] -4.4691 -3.6454 I(1)
一阶差分 C - 3 -2.1872 -1.9383 -3.0088[**] -3.8067 -2.6502
注：1.检验模型类型是指方程（1）的具体形式，即是否包括常数项（C）和趋势项（t），以及最优滞后期（p），用AIC和SC准则来评价效果，选择AIC和SC最小的检验类型。2.***，**，*分别表示在1％，5％，10％的水平上显著。
（三）格兰杰因果关系检验结果
在本文的分析中，格兰杰因果关系检测使用的是各变量自然对数的一阶差分，因为它们是平稳的。所考虑的变量是对外直接投资流量与出口贸易，结果见表2。计量结果表明，对美国而言，在滞后1～3阶的情况下，其“对外直接投资不是引起出口贸易变化的原因”的零假设均被拒绝，这说明美国的对外直接投资是促进美国出口贸易增长的原因，但其“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设仅在滞后1阶的情况下被拒绝，滞后2，3阶时均不能被拒绝， 说明美国的出口贸易对其对外直接投资的作用并不明显，但据此可以认为，在滞后一阶的情况下，美国的对外直接投资与其出口贸易之间存在双向的因果关系。对日本而言，无论“对外直接投资不是引起出口贸易变化的原因”还是“出口贸易不是引起对外直接投资的变化的原因”的零假设，在滞后1～3阶的情况下均不能被拒绝，说明日本的对外直接投资与出口贸易之间不存在因果关系。对英国而言，只有在滞后2，3阶的情况下，“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设才不能被拒绝，说明此时日本的出口贸易对其对外直接投资有促进作用，但在其余情况下，零假设均不能被拒绝，尤其是“对外直接投资不是引起出口贸易变化的原因”的零假设在滞后1～3阶的情况下均不能被拒绝，说明日本的对外直接投资对其出口贸易的影响并不显著，对外直接投资与其出口贸易之间并不存在双向的因果关系。对德国而言，仅在滞后1阶的情况下，“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设才不能被拒绝，但在其余情况下，零假设均不能被拒绝，说明德国的对外直接投资与出口贸易之间的因果关系并不明显。对法国而言，在滞后1～3阶情况下，“对外直接投资不是引起出口贸易变化的原因”的零假设均不能被拒绝，但“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设均被拒绝，这说明法国的对外直接投资不是其出口贸易增长的原因，出口贸易却是对外直接投资变动的原因，即其对外直接投资与出口贸易之间存在单向的因果关系。对中国而言，情况与德国相似，仅在滞后1阶的情况下，“出口贸易不是引起对外直接投资变化的原因”的零假设才被拒绝，即在滞后一阶的情况下，中国的出口贸易引起了对外直接投资的变动，出口贸易是对外直接变化的原因，但在其余情况下，零假设均不能被拒绝，尤其是“对外直接投资变动不是引起出口贸易变化的原因”的零假设，在滞后1～3期的情况下均不能被拒绝，说明中国的对外直接投资对其出口贸易的影响不显著，二者之间并不存在显著的因果关系。
表2 对外直接投资与出口贸易之间的因果关系检验
检验值
国别
因果关系假定 滞后期数 F值
P值
决策 因果关系
1 17.6199 0.00041 拒绝 FDI=＞EX
6.01049 0.02306 拒绝 EX=＞FDI
美国
FDI≠＞EX
2 6.77551 0.00640 拒绝 FDI=＞EX
EX≠＞FDI 4.35612 0.02865 接受 EX≠＞FDI
3 3.19625 0.05397 拒绝 FDI=＞EX
2.29446 0.11950 接受 EX≠＞FDI
1 0.04527 0.83357 接受 FDI≠＞EX
0.43663 0.51594 接受 EX≠＞FDI
日本
FDI≠＞EX
2 2.40764 0.11842 接受 FDI≠＞EX
EX≠＞FDI 0.62922 0.54433 接受 EX≠＞FDI
3 0.86937 0.47863 接受 FDI≠＞EX
1.09910 0.38012 接受 EX≠＞FDI
1 1.05739 0.31551 接受 FDI≠＞EX
2.55518 0.12487 接受 EX≠＞FDI
英国
FDI≠＞EX
2 0.50726 0.61050 接受 FDI≠＞EX
EX≠＞FDI 5.03001 0.01839 拒绝 EX≠＞FDI
3 0.41444 0.74511 接受 FDI≠＞EX
2.90595 0.06918 拒绝 EX=＞FDI
1 0.10906 0.74449 接受 FDI≠＞EX
3.33190 0.08221 拒绝 EX≠＞FDI
德国
FDI≠＞EX
2 0.7973
0.92369 接受 FDI≠＞EX
EX≠＞FDI 0.00024 0.99976 接受 EX≠＞FDI
3 0.06375 0.97820 接受 FDI≠＞EX
1041184 0.27823 接受 EX≠＞FDI
1 0.00269 0.95912 接受 FDI≠＞EX
3.39013 0.07976 拒绝 EX=＞FDI
法国
FDI≠＞EX
2 0.01077 0.98930 接受 FDI≠＞EX
EX≠＞FDI 3.963405 0.03747 拒绝 EX=＞FDI
3 0.62405 0.61041 接受 FDI≠＞EX
3.51944 0.04128 拒绝 EX=＞FDI
1 0.39430 0.53682 接受 FDI≠＞EX
8.61468 0.00791 拒绝 EX=＞FDI
中国
FDI≠＞EX
2 2.45910 0.11372 接受 FDI≠＞EX
EX≠＞FDI 2.22081 0.13739 接受 EX≠＞FDI
3 1.78141 0.19384 接受 FDI≠＞EX
1.03994 0.40336 接受 EX≠＞FDI
（四）协整检验结果
协整关系检验前，先对方程（3）进行OLS回归，研究结果见表3，各国的DW值均较低，表明残差可能存在较大的自相关，需进行自相关校正，表（3）的右边给出了校正后的回归结果。校正后各国的DW值均明显上升，维持在2左右，从统计上消除了残差自相关。但各国的回归结果不一，除美国、法国的结果显著外，其余各国的回归结果均不太显著。对方程（4）的回归残差μ[,t]的ADF检验结果见表4，表明美国、英国和法国的回归残差μ[,t]在1％的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，日本、德国的回归残差μ[,t]也在10％的显著水平上拒绝了存在单位根的假设，表明西方发达国家的对外直接投资与出口贸易之间存在长期稳定关系，即协整关系，方程（4）便是西方国家这种长期关系的定量表示。 而对中国的研究却不能拒绝存在单位根的假设，表明中国的对外直接投资与出口贸易之间不存在长期稳定关系，即无协整关系。
表3 方程（3）协整OLS回归结果
国别
被解释变 方程(3)
自相关矫正后的方程(3)
量LnEX
系数 t统计值 系数 t统计值
常数项C 5.4672[***]
21.9363 5.6632[***]
19.7999
LnFDI
0.4573 11.4249 0.4296[***]
9.5160
AR(1)
-
- 0.4336[**]
1.9471
美国
AR(2)
-
- -0.2583-1.3252
R[2] 0.8501 0.9045
DW值 1.1391 2.0582
F值
130.5284 60.0301
常数项C 5.7209[***]
19.5664 8.2491 14.6752
LnFDI
0.4345[***]
7.6164
0.0742 1.3600
AR(1)
-
- 0.8254[***]
3.7492
日本
AR(2)
-
- 0.1018 0.4974
R[2] 0.7160 0.9650
DW值 0.3590 2.1314
F值
58.0100 174.8761
常数项C 5.2937[***]
18.2167 9.7161[***]
7.0146
LnFDI
0.3794[***]
7.4829
0.0287 0.7061
AR(1)
-
- 0.9312[***]
4.4442
英国
AR(2)
-
- 0.0527 0.2555
R[2] 0.7088 0.9509
DW值 0.6836 1.8852
F值
55.9942 203.5590
常数项C 6.5700[***]
20.3838 -149.7119
-0.0048
LnFDI
0.3164[***]
4.9871
0.0532 1.3405
AR(1)
-
- 1.2352[***]
5.6089
德国
AR(2)
-
- -0.2349-1.0599
R[2] 0.5195 0.9680
DW值 0.2687 1.6865
F值
24.8713 -
常数项C 5.9323[***]
59.3459 5.9989[***]
38.8344
LnFDI
0.3229[***]
16.6399 0.3100[***]
10.6291
AR(1)
-
- 0.9225[***]
4.4817
法国
AR(2)
-
- -0.4823[***] -2.2732
R[2] 0.9233 0.9550
DW值 0.7834 1.6696
F值
276.8872 192.1653
常数项C 6.5052[***]
53.0723 -0.2651-0.0378
LnFDI
0.4893[***]
6.6718
-0.0140-0.5902
AR(1)
-
- 0.9764[***]
4.1301
中国
AR(2)
-
- 0.0449 0.1902
R[2] 0.6593 0.9915
DW值 0.9482 2.0540
F值
44.5140 745.4925
注：***，**分别表示在1％，5％的水平上显著。
表4 方程（4）回归残差μ[,t]ADF单位根检验结果
检验模型类型
ADFADF 临界值
国别 C t P AIC
SC统计量 1%5%10%
美国 - - 0 -0.7673 -0.7182 -4.2466[***] -2.6649 -1.9559 -1.6231
日本 - - 2 -1.1298 -0.9810 -1.7006[*]
-2.6756 -1.9574 -1.6238
英国 - - 1 -0.7066 -0.6079 -2.8586[***] -2.6700 -1.9566 -1.6235
德国 C T 3 -1.2601 -0.9617 -3.4825[*]
-4.4691 -3.6454 -3.2602
法国 - - 1 -1.6909 -1.5921 -3.5235[***] -2.6700 -1.9566 -1.6235
中国 - - 2 1.1118
1.2606
-1.0003-2.6756 -1.9574 -1.6238
注：***，**，*分别表示在1％，5％，10％的水平上显著。
四、结束语
从实证比较研究的结果来看，至少可以得出以下几点结论：
1.在对外直接投资与出口贸易的关系上， 中国与西方发达国家之间存在显著的差异。在出口贸易上，中国已是大国，但在对外直接投资方面，中国却远远落后于西方国家。西方各国在对外直接投资上都有较长的历史，有的甚至超过100年，而中国仅有20多年的历史，时间短规模小，对外直接投资对出口贸易的影响尚不显著，中国的FDI无论从个案还是总规模都很小，与年出口贸易已高达4384亿美元的数字相比，仅为20亿美元的年FDI显得微不足道。
2.作为发展中的转型经济体，中国的FDI已显示出了强劲的扩张势头。按照邓宁的“对外直接投资发展阶段论”，作为人均GDP已超过1000美元的经济体，中国已处于吸引对外直接投资蓬勃发展，而对外直接投资亦起步的阶段，随着人均GDP的进一步增加，FDI必然更加强劲，其对我国出口贸易的影响会进一步凸现，FDI与出口贸易之间的协整关系也会更加明朗。
3.在制度层面上，各级政府应以更加务实的精神鼓励企业对外直接投资， “以贸易促进投资，以投资带动贸易”，进而促进本地经济的发展；对相关企业而言，应大力响应党中央“走出去”的号召，积极开展对外直接投资，以此带动自身出口贸易的持续稳定增长，进一步拓展中国企业的国际生存空间，进而增强我国企业的国际竞争力。
本文的研究亦存在一定的不足，主要表现为：数据来源不一，造成了统计上的一定误差；对比研究的仅为西方发达国家，缺少与转型发展经济体的对比；协整模型构建上缺少误差修正模型的支撑。这些都是有待进一步研究的地方。
收稿日期：2005—10—24
注释：
① 本文FDI指Foreign Direct Investment（即对外直接投资）。
② 截至2004年5月，经官方批准或备案设立的境外中资企业数量就超过7700家，中方协议投资总额120多亿美元，累计形成海外经营性资产达1800多亿美元。