李 輝,張雪蓮

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 津橋商學(xué)院,遼寧 大連 116600;2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 研究生院,遼寧 大連 116023)

進(jìn)出口貿(mào)易和外商直接投資與對外直接投資長期影響效應(yīng)實(shí)證分析

李 輝1,張雪蓮2

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 津橋商學(xué)院,遼寧 大連 116600;2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 研究生院,遼寧 大連 116023)

國際貿(mào)易與國際投資是一國參與經(jīng)濟(jì)全球化和國際競爭的主要方式。本文采用1982-2008年期間的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗(yàn)方法和誤差修正模型,實(shí)證檢驗(yàn)中國的出口、進(jìn)口、利用外商直接投資對我國對外直接投資的長期因果關(guān)系。分析結(jié)果表明,進(jìn)口、出口分別是我國對外直接投資變化的原因,外商直接投資和我國對外直接投資互為格蘭杰因果關(guān)系。

出口;進(jìn)口;外商直接投資;對外直接投資

一、問題的提出

國際貿(mào)易與國際投資是一國參與經(jīng)濟(jì)全球化和國際競爭的主要方式。改革開放之后,中國經(jīng)濟(jì)迅速融入世界經(jīng)濟(jì)體系中,最突出的表現(xiàn)是我國的進(jìn)出口貿(mào)易、外商直接投資(IFD I)和對外直接投資(OFD I)有了長足的發(fā)展。出口貿(mào)易由1983年的222.3億美元,增長到2008年的14285.5億美元,增長了64.27倍;同期,進(jìn)口貿(mào)易由1983年的213.9億美元,增長到2008年的11330.9億美元,增長了52.98倍(見表1)。目前,中國的貿(mào)易總量僅次于美國和德國,位居世界第三位,占世界貿(mào)易份額的8%以上。1992年鄧小平南巡講話后,伴隨我國對外政策的進(jìn)一步開放,外商直接投資流入大幅飆升,2008年我國全年實(shí)際利用外資金額達(dá)923.95億美元,創(chuàng)歷史新高,相當(dāng)于1983年水平的100倍,并連續(xù)17年居發(fā)展中國家首位(見表1)。與國際貿(mào)易和外商直接投資相比,中國的對外直接投資雖然起步較晚,但近年來發(fā)展迅速,聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)發(fā)布的世界投資報(bào)告(World Investment Report)顯示, 2008年中國的對外直接投資流量為521.5億美元,占全球?qū)ν庵苯油顿Y流量的3%,占發(fā)展中國家對外直接投資流量的18%,位居世界第13位。我國已經(jīng)成為一個(gè)貿(mào)易大國、引資大國和投資大國。

我國對外直接投資的快速發(fā)展日益受到國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注,許多學(xué)者對此進(jìn)行了大量的理論和實(shí)證研究。有的學(xué)者研究對外直接投資的動(dòng)機(jī),如楊大楷、應(yīng)溶(2003)、樊增強(qiáng)、宋雅楠(2005)和劉陽春等(2008);有的學(xué)者研究影響對外直接投資的因素,如官建成、王曉晶(2007)、邱立成、王鳳麗(2008)、代中強(qiáng)(2008)和張為付(2008)等;有的研究對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系,如蔡銳、劉泉(2004)、張如慶(2005)、張應(yīng)武(2007)和項(xiàng)本武(2009)等。鑒于目前研究我國對外直接投資與貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?僅考慮了出口與外商直接投資,或進(jìn)口與外商直接投資之間的關(guān)系,忽略了外商直接投資與對外直接投資的關(guān)系。本文試圖根據(jù)有關(guān)的貿(mào)易與投資理論,參照國外相關(guān)的實(shí)證分析模型,運(yùn)用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗(yàn)方法和誤差修正模型,綜合分析出口、進(jìn)口、FD I三者共同對我國OFD I的長期影響,以便協(xié)調(diào)我國對外貿(mào)易和國際投資活動(dòng),更好地促進(jìn)外向型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

二、理論分析及條件假設(shè)

(一)出口與OFD I的關(guān)系

Vernon(1966)最早在其產(chǎn)品生命周期的模型中提出,出口的發(fā)展先于國外生產(chǎn),投資前的出口可以作為市場風(fēng)險(xiǎn)最小化的途徑,即出口可以看作是對外直接投資擴(kuò)張的先期行為,而直接投資是出口的后續(xù)活動(dòng),兩者是連續(xù)的,出口對對外直接投資有促進(jìn)作用,出口有可能最終成為直接投資。Leichnko (1997)認(rèn)為FD I與出口之間存在一種因果關(guān)系。企業(yè)最初的外國市場聯(lián)系是從偶然的、零星的產(chǎn)品出口開始。隨著出口活動(dòng)的增加,母公司決定有必要在海外建立自己的產(chǎn)品銷售子公司,最后,當(dāng)市場條件成熟后,母公司開始進(jìn)行海外直接投資,建立海外生產(chǎn)制造基地。國內(nèi)的學(xué)者江小涓(2002)闡述了對外直接投資與貿(mào)易的邏輯關(guān)系:一國有較大規(guī)模的出口額,意味著這個(gè)國家有較大規(guī)模的海外市場,以這些已經(jīng)存在的海外市場為依托從事海外投資,即從出口轉(zhuǎn)向當(dāng)?shù)厣a(chǎn),可以降低風(fēng)險(xiǎn)和各種不確定因素,因此,較大規(guī)模出口的國家,稍后也往往是進(jìn)行較大規(guī)模海外投資的國家。Dunning,J.,Kim, C.,&Lin,J.(2001)認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,一國的出口與對外直接投資之間存在內(nèi)在聯(lián)系。一方面,可以通過對外投資建立海外機(jī)構(gòu)促進(jìn)出口或建立出口平臺,因此出口與對外直接投資之間可能是互相補(bǔ)充的。另一方面,二者之間的關(guān)系還可能是互相替代的,即通過對外投資的方式規(guī)避出口貿(mào)易壁壘。對外直接投資與貿(mào)易是替代關(guān)系還是互補(bǔ)關(guān)系,在學(xué)術(shù)界里一直存在爭議。一般來說,一國的出口額與其對外直接投資額有明顯的相關(guān)性,出口對投資有顯著的帶動(dòng)作用。因?yàn)?出口可以幫助企業(yè)開拓海外市場,加強(qiáng)企業(yè)的國際競爭力,同時(shí)獲取廣泛的國際市場信息,越高的出口額越可以確保企業(yè)在海外占有更多的市場,降低其對外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)和各種不確定因素,從而鼓勵(lì)對外直接投資。在經(jīng)濟(jì)全球化的今天,越來越多的貿(mào)易和投資協(xié)議的簽訂,以及一體化市場的形成,增加了自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)部一體化對外直接投資的可能性,使得出口和對外直接投資更多的是互補(bǔ)關(guān)系。

因此,可以假設(shè):

Η1:出口貿(mào)易與對外直接投資之間的關(guān)系不確定。

(二)進(jìn)口

關(guān)稅的降低增加了母國的進(jìn)口,進(jìn)口對母國國內(nèi)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng),使得國內(nèi)企業(yè)旨在尋求東道國原材料和中間投入品的垂直型對外直接投資可能會導(dǎo)致母國進(jìn)口的增加。其次,母國進(jìn)口的增加可能會對投資產(chǎn)生替代效應(yīng),也就是說,由于進(jìn)口商品帶來的激烈競爭可能會減少國內(nèi)生產(chǎn)者的國內(nèi)市場份額,促使生產(chǎn)者向生產(chǎn)成本較低的國家進(jìn)行對外投資,便于接近更大的市場。如果一國進(jìn)口額較大,貿(mào)易會鼓勵(lì)FD I的流出,特別是發(fā)展中國家FD I的流出。

因此,可以假設(shè):

Η2:對東道國市場的進(jìn)口量越大,對東道國的直接投資量也越大。

(三)FD I與OFD I的關(guān)系

FD I與OFD I可能是互補(bǔ)的關(guān)系。海默的壟斷優(yōu)勢理論把國際直接投資歸因于廠商的“壟斷優(yōu)勢”,即進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)應(yīng)該具有對外直接投資的能力,如雄厚的資金、先進(jìn)技術(shù)與知識、組織管理技能、信息網(wǎng)絡(luò)優(yōu)勢等。大量的研究已經(jīng)表明,發(fā)展中國家FD I的流入會成為影響發(fā)展中國家對外直接投資能力的潛在因素。因?yàn)?外商直接投資不僅僅帶來了資本,更重要的是帶來了先進(jìn)的技術(shù)、管理方法以及成熟的國際營銷理念網(wǎng)絡(luò),這些有形或無形的資產(chǎn)給發(fā)展中國家的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)帶來溢出效應(yīng)、示范效應(yīng)和競爭效應(yīng),發(fā)展中國家的企業(yè)通過學(xué)習(xí)國外競爭者的新技術(shù)、新標(biāo)準(zhǔn)、管理技能、組織策略、營銷技巧等,增強(qiáng)了其本土企業(yè)的生產(chǎn)效率、管理水平和競爭意識,積累和增強(qiáng)了所有權(quán)優(yōu)勢,這種所有權(quán)優(yōu)勢可以形成企業(yè)進(jìn)行海外投資的優(yōu)勢,更多的FD I流入可能會加強(qiáng)東道國進(jìn)行對外直接投資的能力(Banga,2007),從而帶動(dòng)發(fā)展中國家對外投資規(guī)模的擴(kuò)大。從另外一個(gè)角度講,企業(yè)以外商直接投資形式進(jìn)入東道國市場會加劇東道國國內(nèi)市場的競爭,反過來,促使東道國企業(yè)通過出口和對外直接投資形式尋求更多的海外市場。如果一國由于具有區(qū)位優(yōu)勢而吸引的外資最終可以加強(qiáng)海外機(jī)構(gòu)的所有權(quán)優(yōu)勢,那么可以認(rèn)為吸引外資對該國的對外投資具有正向關(guān)系。因此,可以假設(shè):

Η3:吸引外資規(guī)模與對外直接投資水平之間有正相關(guān)的關(guān)系。

三、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)的選取

目前能夠獲得的我國對外直接投資的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),除了來源于商務(wù)部投資指南網(wǎng)站上公布的《境外投資數(shù)據(jù)》(僅限于2003年以來的數(shù)據(jù)),還有外匯管理局網(wǎng)站上公布的《中國國際收支平衡表》(僅限于1985年以來的數(shù)據(jù))。但是,由于兩者統(tǒng)計(jì)口徑不同,所以統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)差異較大。前者的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)只包括了對外直接投資的數(shù)據(jù),沒有外商直接投資數(shù)據(jù),而后者的數(shù)據(jù)與聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)在投資數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑方面具有一致性以及數(shù)據(jù)資料來源的可獲得性,筆者以聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議下的數(shù)據(jù)資料為準(zhǔn)來選取我國的外商直接投資與對外直接投資數(shù)據(jù)。

由于筆者收集的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)并不完善,樣本僅設(shè)定在1982-2008年之間。我國利用外商直接投資(IFD I)和對外直接投資(OFD I)的數(shù)據(jù),來源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)的數(shù)據(jù)資料,出口(X)和進(jìn)口(M)的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,具體見表1。

表1 我國1982-2008年IFD I、OFD I、出口和進(jìn)口的數(shù)據(jù)單位:億美元

(二)模型的設(shè)立和計(jì)量方法

筆者采用Enger和Granger提出的非平穩(wěn)時(shí)間序列變量之間的協(xié)整關(guān)系研究方法,對IFD I、OFD I、EX和I M四者之間的關(guān)系進(jìn)行研究。這一方法的基礎(chǔ)思想是:如果兩個(gè)或兩個(gè)以上的變量的值呈現(xiàn)非平穩(wěn)性,但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)平穩(wěn)性,表明變量之間存在某種長期穩(wěn)定關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上,這種協(xié)整關(guān)系的存在表明可以通過一個(gè)變量值的變化影響另一個(gè)變量值的變化。本文通過協(xié)整分析來考察中國的外商直接投資和中國對外直接投資、進(jìn)出口之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。因此,建立如下模型:

OFD I=f(X,M,IFD I)

1.單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性,對IFD I、OFD I、EX和I M分別取自然對數(shù),得到序列L IFD I、LOFD I、LEX、L I M,分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn),得到結(jié)果如下:

注:＊＊表示在5%水平上顯著,＊＊＊表示在1%水平上顯著.

從表中可以看出,IFD I、OFD I、LEX和L I M在5%的顯著水平上均不能拒絕存在單位根的假設(shè),因此都是不平穩(wěn)的,但是經(jīng)過一階差分后,各變量在5%的顯著水平上均為平穩(wěn)序列,因此我們可以認(rèn)為IFD I、OFD I、LEX和L I M可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

如果所有變量都是同階單整的,且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的,我們則可以認(rèn)為這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。Stock證明,對存在協(xié)整關(guān)系的時(shí)間序列,最小二乘回歸(OLS)的估計(jì)量不僅是一致的,而且快于平穩(wěn)時(shí)間序列OLS估計(jì)量的收斂速度,因此可以直接使用傳統(tǒng)的OLS方法。我們得回歸結(jié)果如下:

LOFD I=-1.14×L IFD I-0.54×L I M+3.23× LEX-12.15

(-3.164497＊＊＊) (-0.303692) (1.864485＊)(-6.429872＊＊＊)

R2=0.79,AdR2=0.76,F=28.928,DW= 1.62;括號內(nèi)為所對應(yīng)的t值。

為了檢驗(yàn)是否存在協(xié)整關(guān)系,還要考察上述方程的回歸殘差序列是否平穩(wěn),同樣使用ADF檢驗(yàn),結(jié)果如下:

檢驗(yàn)結(jié)果表明,在1%顯著水平上殘差序列明顯的拒絕存在單位根的假設(shè),因此表明殘差序列是平穩(wěn)的,這四者之間具有協(xié)整關(guān)系。

3.誤差修正模型

誤差修正模型是一種具有特定形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,它將短期的波動(dòng)和長期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。由協(xié)整關(guān)系可知,中國對外直接投資與外商直接投資、進(jìn)口、出口之間存在協(xié)整關(guān)系,則一定存在描述受外商直接投資、進(jìn)口和出口影響的對外直接投資由短期偏離向長期均衡調(diào)整的誤差修正模型。因此,我們得到如下誤差修正模型:

LOFD I=0.1 0 2＊L IFD I+2.0 2 1＊L I M-0.793＊LEX+0.309＊S(-1)-6.275

(0.5 0 7)(2.0 6 0)(-0.8 4 1) (-1.649)(-5.427)

R2=0.876 AdR2=0.850 F=33.48 DW= 2.17

從上面的誤差修正模型可以看出,誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.309,表示短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí),誤差修正項(xiàng)將以0.309的力度做正向調(diào)整,將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4.格蘭杰非因果關(guān)系檢驗(yàn)

采用格蘭杰非因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如下:

檢驗(yàn)表明,在5%顯著水平以內(nèi),進(jìn)口、出口分別是我國對外直接投資變化的原因,外商直接投資和我國對外直接投資互為格蘭杰因果關(guān)系。

四、結(jié)論和解釋

本文采用1982-2008年期間的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗(yàn)方法和誤差修正模型,實(shí)證檢驗(yàn)中國的出口、進(jìn)口、利用外商直接投資對我國對外直接投資的長期因果關(guān)系,分析結(jié)果表明,出口和進(jìn)口是影響OFD I的顯著因素。

出口與對外直接投資的負(fù)相關(guān)關(guān)系正如前文假設(shè)所提到的,出口有可能是對外直接投資的前期行為,出口為對外直接投資開拓國外市場,獲得相關(guān)信息提供了條件,因此出口的增加減少了對外直接投資。這體現(xiàn)了中國企業(yè)國際化進(jìn)程和企業(yè)跨國經(jīng)營方式由貿(mào)易向?qū)ν庵苯油顿Y的演變。另一方面,隨著國內(nèi)市場飽和或某些產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)能力的過剩,激烈價(jià)格的競爭,導(dǎo)致我國的出口產(chǎn)品遭遇到越來越多的貿(mào)易壁壘的壓力。根據(jù)WTO統(tǒng)計(jì),截至2008年底,全球19.8%的反傾銷立案和21.9%的反傾銷措施針對我國產(chǎn)品。僅2008年,我國出口產(chǎn)品就遭受21個(gè)國家和地區(qū)的93起貿(mào)易救濟(jì)調(diào)查,涉案總額約為61.4億美元,其中遭受反傾銷調(diào)查70起,反補(bǔ)貼調(diào)查11起,分別占全球反傾銷立案總數(shù)的35%和反補(bǔ)貼立案總數(shù)的71%,中國成為世界上出口產(chǎn)品遭受貿(mào)易保護(hù)措施最多的經(jīng)濟(jì)體。發(fā)展對外直接投資,在靠近市場的地方建立生產(chǎn)基地,既可以從市場不斷獲得信息,改進(jìn)產(chǎn)品性能,又可以緩解國內(nèi)市場飽和和規(guī)避貿(mào)易壁壘對產(chǎn)品出口的限制作用,維護(hù)和保持原有的市場份額。因此,對外直接投資與出口互為替代關(guān)系,這說明了我國的對外直接投資具有市場導(dǎo)向型動(dòng)機(jī),但是不同于發(fā)達(dá)國家的主動(dòng)地獲取海外市場,而是出于規(guī)避貿(mào)易壁壘被動(dòng)地、防御型的維護(hù)海外市場。

進(jìn)口與對外直接投資呈正相關(guān)關(guān)系。在我國進(jìn)口商品中,非食用原料和礦物燃油、潤滑油及有關(guān)原料占了絕大部分,這是因?yàn)殡S著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,我國對能源和資源的需求日益增加,越來越需要依靠世界其他國家或地區(qū)的資源能源供應(yīng)。為了獲取更多的能源和資源儲量,增強(qiáng)在全球化背景下的抗風(fēng)險(xiǎn)能力、降低成本、擴(kuò)大規(guī)模效益,在國家政策鼓勵(lì)下,資源能源類企業(yè)進(jìn)行大規(guī)模的跨國投資。目前依據(jù)國家商務(wù)部發(fā)布的對外投資統(tǒng)計(jì)公報(bào),我國的資源能源類境外投資(包括采礦業(yè)及其關(guān)聯(lián)行業(yè),在統(tǒng)計(jì)中,主要指采礦業(yè))的存量、流量均呈現(xiàn)出總體上升的趨勢,截至2008年末我國采礦業(yè)對外直接投資存量已經(jīng)達(dá)到228.7億美元,2008年我國的采礦業(yè)對外投資中流量為58.2億美元。而2004年和2006年兩年已經(jīng)占到我國對外投資比重的32.7%和40.4%。

我國利用外資與對外直接投資是正相關(guān)關(guān)系。FD I作為一種資本存量,不僅有效地促進(jìn)東道國資本的形成和積累,更是通過合資和合作經(jīng)營的方式向東道國進(jìn)行技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)溢出,影響東道國研發(fā)人員的技術(shù)素質(zhì)、技術(shù)組織的管理結(jié)構(gòu)和技術(shù)發(fā)展階段,影響生產(chǎn)制造水平,影響技術(shù)進(jìn)步。這個(gè)結(jié)論同冼國明、楊銳(1998)的觀點(diǎn)一致,他們認(rèn)為,發(fā)展中國家對外直接投資經(jīng)歷了兩個(gè)階段,即學(xué)習(xí)型FD I和競爭策略型FD I。通過前期的學(xué)習(xí)型FD I,即利用外商直接投資,發(fā)展中國家企業(yè)可以加強(qiáng)技術(shù)積累,技術(shù)的不斷積累可以增加“后期”企業(yè)的所有權(quán)優(yōu)勢。

針對上述的分析,本文提出以下建議:

1.中國繼續(xù)推行對外貿(mào)易與投資共同發(fā)展的外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略。

2.在利用外資的過程中,不斷加強(qiáng)與外資企業(yè)的聯(lián)系,充分利用外資企業(yè)對本土企業(yè)的溢出效應(yīng),一方面,通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)和雇員流動(dòng)性,獲取技術(shù)、知識的外部性和生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)。另一方面,通過企業(yè)之間的合約關(guān)系、協(xié)作關(guān)系和戰(zhàn)略聯(lián)盟關(guān)系等合作方式影響技術(shù)等所有權(quán)優(yōu)勢轉(zhuǎn)移的速度和程度。隨著所有權(quán)優(yōu)勢的逐漸積累,中國企業(yè)形成自己的特殊競爭力,逐漸具備國際化營運(yùn)的能力,擴(kuò)大對外投資的規(guī)模和水平。

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[責(zé)任編輯:張曉娟]

F74

A

1004-5295(2010)04-0071-05

2010-08-06

李輝(1975-),女(滿族),遼寧撫順人,東北財(cái)經(jīng)大學(xué)津橋商學(xué)院副教授,大連理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生,從事國際貿(mào)易與投資一體化研究.