中国中部地区国际贸易与IFDI关系的实证分析

田文举 贾天明

一、引言和文献回顾

联合国贸易和发展会议（贸发会议）于2012年发布的《全球投资趋势预测》指出，中国继2003年之后再次超过美国成为全球最大外国直接投资流入（inflowing foreign direct investment，IFDI）的目的地。与此同时，中国国际贸易也有迅速发展，两者之间具有明显的同步性和相关性，这引起学者们对两者关系的探索。本文拟以“长期”作为时间跨度对中国中国中部地区的国际贸易和IFDI两者之间的关系进行重新检验，研究该地区国际贸易和IFDI在长期内存在怎样的相互关系。

相关的研究表明，外国直接投资与国际贸易之间主要存在三种关系：相互替代关系、相互补充关系和相互融合关系。

（1）相互替代关系。Robert A.Mundell（1957）在H-O模型基础上，采用静态分析方法，运用两个国家、两种生产要素以及两种商品分析框架，假设两国之间存在贸易壁垒，且厂商始终沿着特定的轨迹（即所谓的Rybczynski线）实施对外直接投资，得出了以下结论：外国直接投资会完全替代投资国出口贸易，当两个国家的要素禀赋和技术水平相接近时，这种替代效应会尤为明显。Buckley和Casson（1976）从交易成本的角度出发，如果跨国公司在投资国设立子公司，这种方式会降低内部交易成本，从而替代外部市场的交易行为，也得出外国直接投资与国际贸易之间存在替代关系。Pfaffermayr（1996）和Head and Ries（2001）从实证的角度采用面板数据分别分析了奥地利和日本相关行业FDI与国际贸易的关系，得出FDI与国际贸易存在明显的互补关系。

（2）相互补充关系。20实际80年代后，国家间的贸易已不再是简单的商品交换和单向资本流动，而是技术、资本、管理等多要素的流动，Robert A.Mundell的传统分析框架已经不能解释国际贸易与投资中出现的新问题，Markuson（1983）在Mundell的基础上，利用要素比例模型揭示了商品贸易和要素流动之间的关系，提出了新的互补性关系，如果商品贸易和要素流动之间是“合作的”关系，那么他们商品的贸易和生产要素流动体现为互补关系，反之为替代关系。但是最有影响力的是日本学者小岛清（1987）提出的FDI与国际贸易之间存在互补效应的小岛清模型。他指出，为了使东道国能充分利用技术要素，投资国将会对东道国具有比较优势的产业进行投资，从而促进了东道国比较优势产业的发展，创造出新的贸易机会，使两个国家间的贸易规模变大，扩大了国际贸易的规模总量。因此，外国直接投资与国际贸易之间是一种互相补充互相促进的关系。

（3）相互融合关系。FDI与国际贸易具有相互融合关系，最早见于Patrie（1994）年的研究，他根据激发直接投资的动机不同将直接投资划分为三类：市场导向型直接投资、生产导向型直接投资、贸易促进型直接投资，其中市场导向型直接投资可能可以替代贸易，而其他两类可以促进国际贸易的开展，激发直接投资的动机不同，贸易与投资的关系也不同。

关于外国直接投资与我国进出口贸易的关系，我国许多学者也进行了相关的研究。陈继勇，秦臻（2006）在运用贸易引力模型的基础上，结合混合回归分析、横截面分析两种方法，得出了以下结论：外国直接投资对中国商品进出口的增长均存在长期且显著的促进作用，但是，这种促进作用存在时滞。李海波（2008）借鉴新古典贸易理论中的特定要素模型的分析方法，对外国直接投资国际贸易的影响进行实证分析，得出结论：在顺差部门，FDI与国际贸易呈互补关系，逆差部门呈替代关系。焦知岳，黄惠英（2008）的实证研究结果表明，外国直接投资对我国进出口贸易具有长期的促进作用，并且外国直接投资和我国进出口贸易之间的关系由短期偏离向长期均衡的调整速度很快。钟晓君（2009）运用基于VAR模型的脉冲响应函数和方差分解法，对我国FDI与进出口贸易之间的动态关系进行了动态研究，得出FDI对我国进出口贸易具有的促进作用。

以上的研究对探索国际贸易和IFDI之间的关系提供了有益的借鉴，不仅提出了在各种经济条件下的理论，而且应用实证的方法证明了有关理论所阐述的观点.但是现有研究实际上大多存在三点不足：第一，只是对国际贸易和IFDI短期关系进行考察，未能将两者之间的关系置于“长期”内进行探索，国际贸易和IFDI能否在一个较长时期内构成“贸易投资一体化”的关系不得而知；第二，关于IFDI对国际贸易的影响分析大多采用了当年的流量数据，忽略了前期（t）IFDI对以后各期（t+1，t+2，…..）国际贸易的持续影响，从而由此而产生的IFDI的存量数据对国际贸易的影响未能反映在模型之中；第三，现有文献中，对新息冲击所导致的内生变量的目前值和未来值影响未做预测。基于以上研究的不足和缺陷，本文以协整检验和脉冲响应函数的方法进行完善性的研究。

二、方法与数据

为了研究国际贸易与IFDI之间的长期关系，本文以协整理论为基础进行建模，首先必须对时间序列进行平稳性检验，再进行协整检验和格兰杰检验。在此基础上，进行脉冲响应函数分析和动态测算。

1、单位根检验。采用ADF（Augmented Dickey-Full）检验法检验变量的平稳性。假设序列yt服从p阶自回归过程。检验方程为

其中c为常数项、δt为趋势项。作假设检验为H0：λ=0；H1：λ<0。如果接受原假设则说明序列yt没有单位根。方程中加入p个滞后项，是为了使残差项εt成为白噪声。对于非平稳序列，还需检验其差分的平稳性，如果变量的n阶差分是平稳的，则称它是n阶单整的，记作I（n）。而变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件。

2、协整检验。对于服从I（1）过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EG两步法协整检验；另一种是基于回归系数的Johansen检验，Johansen提出了一种在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量间协整关系的方法，即Johansen协整检验，这里我们采用后者进行分析对IFDI和贸易变量进行回归。

3、格兰杰（Granger）因果检验。格兰杰因果检验是在考察序列x是否是序列y产生的原因时采取的办法：先估计当前的y值被其自身滞后值所能解释的程度，然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则称序列x是y的格兰杰成因（Granger Cause），此时x的滞后期系数只有明显的统计显著性。一般的，还应该考虑问题的另一方面，即序列y是否是x的格兰杰成因。

4、脉冲响应函数。在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型，它无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数（IRF）。

本文选取中国实际利用外国直接投资额及其进出口贸易额作为实证检验对象，将数据的时间序列长度定为1992---2011年，数据单位为亿美元，数据来源于历年的《中国统计年鉴》。令CIFDI、CEX、CIM分别代表中国中部外国直接投资流入、中部出口贸易和中部进口贸易额，由于对时间序列数据进行自然对数变换不会改变数据的特征，却能使数据趋势线形化并一定程度上消除时间序列中的异方差，因此本文在实证分析时采用各变量的对数值，分别表示为LnCIFDI、LnCEX、LnCIM，取对数后数据作为时间序列。

本文以我国1992--2011年的数据为分析样本，从国际贸易与IFDI的数量角度出发，对外商投资企业的历年进出口额与IFDI的关系做出分析。本文采用的实证分析方法以协整检验为基础主，说明变量之间是否存在一种长期均衡关系；之后，IFDI的单位变化如何通过其内在联系引起对整个系统的扰动，就需要建立VAR模型对LnCIFDI、LnCEX、LnCIM之间的关系作脉冲响应分析并最终确定各变量之间的长期关系。

三、实证分析结果

（一）ADF单位根检验

表1 中部 LnCIFDI、LnCIM、LnCEX序列A DF单位根检验结果

如表1所示，LnCIFDI、LnCIM、LnCEX一阶差分序列的ADF检验值均小于1%检验水平的临界值，所以LnCIFDI、LnCIM、LnCEX一阶差分序列都是平稳序列，并且取得一阶单整。为对时间序列进行协整检验提供了必要条件。

（二）协整检验结果

注：***，**，*分别表示在 10%、5%、1%水平上显著。

为了考察时间序列之间是否确切存在协整关系，继续对协整回归方程（1）-（4）的回归残差进行平稳性检验，所用方法仍然是ADF检验，结果如表2所示：

表2 残差序列A DF单位根检验结果

（三）格兰杰检验结果

以中国中部地区1992—2011年期间的进口额、出口额的数据样本与IFDI作格兰杰检验，检验结果如表3所示：

表3 外商投资格兰杰因果关系检验结果

从表3来看，以上四条假设只有进口不是引起IFDI的原因被拒绝，即进口是引起IFDI的原因。

以中部1992—2011年的进口额、出口额的数据样本与IFDI作格兰杰检验，检验结果如表4所示。

表4 中部进口额、出口额与东部IFDI格兰杰因果关系检验结果

（四）脉冲响应分析：中部总进口、总出口、IFDI三者之间的脉冲响应分析

已知进口、出口、IFDI均是I（1）序列，符合协整检验前提，可进行协整检验。

表5 滞后阶数判断结果

首先确定最大滞后阶数。建立三者的VAR模型，对序列进行VAR模型估计，选择最大滞后阶数为3.得到滞后阶数判断结果如表5所示：

由表5可知，5个准则选出来的滞后阶数为1阶，因此VAR模型的滞后阶数应定义为1阶。

根据Johansen协整检验和VEC模型的滞后阶数选择原则，得到Johansen协整检验和VEC模型的滞后阶数为0阶。

（五）Johansen协整检

考虑LnCIFDI、LnCIM、LnCEX是否存在协整关系。下面进行Johansen协整检验，得到协整检验的结果如表6所示：

表6 Johansen协整检验结果

由表6可知，2个原假设被拒绝，Johansen协整检验表明在0.05显著水平下有2个协整关系。

考虑到实际意义，我们选择第一个协整关系进行分析。建立向量误差修正模型，对向量误差修正模型进行脉冲响应分析。脉冲响应分析结果表7所示。

表7 LnCIFDI对LnCIM、LnCEX、LnCIFDI的脉冲响应分析

由表7可以看出，外国直接投资对其自身的一个标准差扰动具有明显的正效应，并且从第一期开始就达到了最大值0.46374，之后正效应有减弱趋势，但是仍然维持在较高水平。外国直接投资对于进口贸易的标准差，除第一期效应为0外，其它各期都为正效应，呈现逐期上升趋势，其经济含义为外国直接投资有利于我国中部地区进口贸易的发展。外国直接投资对于出口贸易标准差的扰动呈现波动性，首先在第一期为0的基础上，第二期就达到了最大值0.069115，之后正效应一直持续到第五期，从第六期开始，外国直接投资对出口贸易呈负效应，且负效应逐期加强，这表明IFDI对出口贸易即存在积极的正向影响又存在消极的负向影响。

四、结论与研究的改进方向

本文在前人理论和实证的基础上，运用VAR模型的脉冲响应函数，对我国中部地区1992—2011年期间外国直接投资和进出口贸易之间的长期动态关系纳入统一框架中进行了动态研究。在以上分析基础上，可以得出以下一些结论和政策建议。

第一，由脉冲响应函数分析的结果可知，IFDI对中国中部地区的出口贸易由开始的正效应随着时间的推移转化成了负效应。原因可归于以下两个方面：一方面外资的流入带来了先进的生产技术产生了技术外溢，提高了当地企业的劳动生产率，促进了中部地区内资企业产品质量和国际知名度，从而扩大出口，随着出口的增加国际收支的改善，收入增加，带动了当地内需的增加，从而间接减少了出口；另一方面随着经济发展，劳动力成本会相应提高，如此提高了产品的生产成本，原本依靠价格优势出口的产品失去了国外竞争力，从而出口也会下降。

第二，从脉冲响应函数轨迹我们可以看到，外国直接投资对我国中部地区进口贸易有长期促进作用。原因同样可以归结为两个方面，一个方面是外商选择在中部地区投资的一个重要原因是当地廉价的原材料和劳动力，因此投资多集中在资源消耗型为主的行业领域，这些领域需要大量进口企业相关设备、原材料和技术，导致进口明显增加，同时，当地政府为吸引外资不断的加强相关基础设施建设，投入了大量的资金，资金投入的一大部分用在了设备、原材料和技术的引进上，因而间接地促进了进口的增加；另一方面，对于相对落后的中部地区来说，基础设施的建设相比东部持续的时间要长，因而相关设备、原材料和技术的引进是一个不断积累的过程，出现了外资对中部地区进口贸易的正效应随时间加强的趋势。

第三，因此，为了更好的发挥外资对西部地区国际贸易的作用，优化国际贸易结构，可采取以下措施：①加强工业基础设施建设，完善工业产业链，为外企提供良好的投资环境，扩大外资投资领域；②充分利用IFDI流入过程中产生的知识和技术外溢，学习外资企业先进的科学知识和管理理念，提高当地企业的劳动生产率和自主创新能力，增强当地企业的市场竞争力；③借鉴东部地区先进的引资理念和策略，充分利用好外资企业促进西部地区产业结构和产品结构升级，增强西部出口企业出口产品的附加值和竞争力，创造条件吸引相关人才和技术的流入。

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