山东省对外直接投资与出口关系实证分析

聂左玲

(山东财政学院,山东济南 250014)

山东省对外直接投资与出口关系实证分析

聂左玲

(山东财政学院,山东济南 250014)

利用山东省 1990～2007年的出口与对外直接投资数据进行协整分析,验证了山东省对外直接投资与出口之间存在互补关系,并提出在当今国际贸易保护主义抬头的情况下,山东省可以通过鼓励对外直接投资来带动出口贸易的发展。

对外直接投资;出口;实证分析

据统计,2009年前三季度共有 19个国家对中国产品发起 88起贸易救济调查,涉案总额达 102亿美元,同比分别增长 29%和 125%。[1]这一数据折射出在国际金融危机背景下,国际贸易保护主义有抬头倾向。能否通过鼓励对外直接投资,参与投资国经济发展的同时带动本国出口贸易的发展?对外直接投资的增加,是否意味着出口贸易的大幅下降?本文将利用协整理论,考察山东省对外直接投资与出口贸易之间的长期关系,并应用误差修正模型(ECM)来检验两者的短期关系,试图回答上述问题。

一、文献综述

有关对外直接投资与外贸出口之间的关系问题,理论界主要有两种观点,即“替代论”和“互补论”。[2]自从Mundell(1957)[3]最早提出了贸易与投资的替代模型以来,众多学者对贸易与投资关系进行了深度的理论分析。Kojima(1977)[4]认为,如果资本流动不是由贸易障碍引致,那么投资和贸易之间就表现为互补关系而不是替代关系。此外, Markuson和 Svensson(1985)[5]也利用一系列要素比例模型揭示了商品贸易和要素流动之间存在着复杂的互补共存关系。Markuson和Maskus(2001)[6]进一步把制造业对外投资分为垂直型和水平型,认为垂直型对出口有促进倾向,而水平型则有替代出口倾向。Helmkerge和 Schmitz(1970)[2,7]则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。

在实证分析方面,尽管学者们利用不同的样本就两者之间的关系进行了大量的研究,但结论也是不一致 的。一方 面,Belderbos和 Sleuwaegen (1998)[8]发现 1980年代后期日本在欧盟的对外直接投资是欧盟对日本实施贸易壁垒的反应,即对外直接投资是出口贸易的替代。Pain和 Wakelin (1998)[9]在对 11个OECD国家 1971～1992年的数据研究中发现,不仅在特定产业而且在总体上是出口替代的。另一方面,两者之间存在互补关系的观点也得到了经验分析的支持。Hufbauer等(1994)[10]将美国 1980、1985和 1990年的对外直接投资总量与出口总量作比较并发现,在整个时间跨度中,出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。

并非所有的实证研究都得到了非此即彼的结论。Eaton和 Tamura(1996)[11]利用 1985～1990年日本和美国与各自 100个贸易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:对外直接投资对出口贸易的影响很复杂,具体而言,日本对外直接投资和出口贸易具有正相关关系,而在美国却不存在同样的影响。Fontagne和 Pajot(1997)[12]选取法国、美国、日本、意大利等 12国在 1984～1994年间的数据,分析的结论是: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。

随着近几年中国对外直接投资的发展,学术界也陆续出现了一些就中国样本的分析,但有的结论认为我国对外直接投资与出口是互补的,但也有的结论认为影响尚不显著,甚至还有得出短期存在替代关系的结论。

来自理论上或是实证上的分歧提醒我们,对某国(或地区)对外直接投资与出口贸易相关性的考察应具体问题具体分析。基于此,本文试图从更微观的层面,以山东省 1990～2007年间的相关数据,利用协整理论与误差修正模型重新审视两者间的关系,以期为地方政府的政策制定提供理论支持。

二、实证检验

1.数据来源

本文采用 1990年至 2007年间山东省对外直接投资额和出口贸易额数据进行分析。对外直接投资数据来源于《山东统计年鉴》(2008)、《山东省对外经济贸易年鉴》(2008)、和山东省商务厅的相关统计资料整理而得。出口贸易贸易数据来源于《山东统计年鉴》(2008)。

表 1 1990～2007年山东省出口与对外直接投资额

2.平稳性检验

在进行协整分析之前,首先要确定各经济变量的平稳性及单整阶数。如图 1,山东省对外直接投资和出口这两个时间序列的图形都表现出一个持续上升的过程,即在不同的时段上,其均值是不同的,因此可判断这两个序列是非平稳的。因为一个平稳的时间序列在图形上往往表现出一种围绕其均值不断波动的过程。

图 1 出口与对外直接投资时间序列特征

但是,对于非平稳的变量还需要检验其差分的平稳性。如果变量的 n阶差分是平稳的,则称此差分是 n阶单整,记为 I(n)。采用 Eviews5.0软件,对出口贸易额时间序列 (EX)和对外直接投资额时间序列(FD I)进行单位根检验,结果见表 2。

从表 2中 EX和 FD I的ADF检验统计值来看,不可拒绝存在单位根的原假设,即表明,山东省对外出口贸易额和对外直接投资额时间序列都没有通过平稳性检验。下一步,将 EX和 FD I分别作一阶差分,然后对一阶差分序列ΔEX和ΔFD I进行ADF检验,结果也总结在表 2中。

从表 2中有关ΔEX和ΔFD I统计值来看,EX和FD I这两个时间序列通过一阶差分后,分别在 5%和1%的显著性水平下拒绝了存在单位根的假设。也就是说,在 5%的显著性水平下,EX和 FD I的一阶差分均是平稳的,即 EX与 FD I都是一阶单整变量。这一结论是下文协整检验的基础。

表 2EX、FD I、ΔEX、ΔFD I时间序列平稳性检验结果

3.协整检验

从协整理论的思想来看,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。这种协整关系可以被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点,则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。

通过 Eviews5.0软件对 EX和 FD I进行回归分析,结果如表 3所示。

表3 山东省对外直接投资对出口的回归分析

上表结论可以用公式(1)表示,即

其中 R2=0.609742,F=21.87373,DW=1. 814023。

分析至此,还需要对公式(1)中的残差进行单位根检验。检验的结果显示,ADF检验值为 -3. 746233,而残差 u(t)序列在 5%和 10%的显著水平下 t统计值分别为 -3.081002和 -2.681330。因此,可以在 5%的显著水平下拒绝存在单位更的原假设,也即可以确定 u(t)～I(0)。

上述分析表明,EX和 FD I之间存在协整关系。协整向量为(1,-1.2959),其经济含义为,山东省的对外直接投资对出口贸易有一定的影响,二者呈现正相关的关系,即山东省对外直接投资与出口贸易是互补的。

4.误差修正模型(ECM)

协整检验刻画两变量的长期均衡关系,而误差修正模型可分析两者的短期关系。通过方程 (1)得到残差序列 u(t),令误差修正项 ecm(t)=u(t),建立下面的误差修正模型:

利用 Eviews5.0软件对相关数据进行回归分析,结果如下:

表4 误差修正模型的回归分析

在上面的误差修正模型中,差分项反映了短期波动的影响。出口的短期变动可以分解为两部分:一部分是短期收入波动的影响;一部分是偏离长期均衡的影响。衡量山东省对外直接投资与出口短期关系的误差修正项 ecm系数为 -0.574291,这说明,在短期内若两者发生偏离,系统将以 -0.574291的调整力度很快将偏离回调至均衡状态。

三、结论

根据项本武 (2009)[13]对中国的对外直接投资和出口贸易的研究得出,中国的对外直接投资每变动一个百分点,会带动出口贸易 0.90个百分点的同方向变动,而山东省对外直接投资额每变动一个百分点,会带动出口贸易近 1.3个百分点的同方向变动。可见山东的情况明显高于全国水平。从 2006年起,山东省对外直接投资规模居全国第三,并且已经连续三年保持较高的增长速度。可以预见,随着山东省对外直接投资金额的进一步增大,对外直接投资与出口贸易之间的正相关关系及互补关系将会显著增强。山东省对外直接投资对出口并没有产生挤出效应,而是呈现出互补关系。为此,本文认为,在当今国际贸易保护主义抬头的情况下,山东省可以通过鼓励对外直接投资来促进出口贸易的发展。

[1]来源于新华网,http://news.xinhuanet.com.

[2]王喜平.对外直接投资与出口贸易的实证分析 [J].商业研究,2007,(4):181.

[3]R.A.Mundell.International Trade and FactorMobility [J].American Economic Review,1957,47(3).

[4][日]小岛清.周宝廉译.对外贸易论[M].天津:南开大学出版社,1987.

[5]Markuson,J.R.and Svensson,Lars E.O..Trade in Goods and Factor with International Differences in Technology [J].International Economic Review,Vol.26,No.1,1985:175-192.

[6]Markuson,J.R.and Keith E.Maskus.General-Equilibrium Approaches to the Multinational Firm:A Review of Theory and Evidence[J].NBER Working Paper No.8334, 2001.

[7]陈石清.对外直接投资与出口贸易:实证比较研究[J].财经理论与实践 (双月刊),2006,(1):56.

[8]Belderbos Rene,Sleuwaegen Leo.Tariff Jumping FD I and Export Substitution:Japanese Electronics Firms in Europe, 1998,(16).

[9]Pain N.and Wakelin K..Export Perforence and the Role of Foreign Direct Investment[J].N IESR Discussion Paper, No131,1998.

[10]G.C.Hufbauer,D.Lakdawalla and A.Malani. Deter minants of Foreign Direct Investment and Its Concentration to Trade,UNCTAD Review,1994:39～51.

[11]Eaton J.and Tamura A..Bilateralism and Regionalism in Japanese and U. S. Trade and Direct Foreign Investment Patterns[J].Journal ofthe Japanese and International Economics,vol.8,No.4,1996.

[12]Fontagne L.and Pajot M..How Foreign Direct Investment Affect International Trade and Competitiveness:an EmpiricalAssess ment[J].CEPII,document de travail No.97-167,1997,December.

[13]项本武.中国对外直接投资的贸易效应研究[J].财贸经济,2009,(4):82.

F752

A

1008-2670(2010)05-0063-04

2010-07-06

山东省社科规划基金项目(08CJGJ40)。

聂左玲,女,山东莱阳人,山东财政学院金融学院讲师,研究方向:金融市场学。

(责任编辑:高 琼)