湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院商學(xué)部 李良新

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，對(duì)外投資日益重要，對(duì)理論的需求日益迫切。對(duì)國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易與之間關(guān)系的正式研究是由Robert.A.Mundell(1957)最先開展的，其提出是提出了貿(mào)易與投資的替代模型；K.Kojima(1977)的工作是將國(guó)際貿(mào)易與國(guó)際投資統(tǒng)一，推導(dǎo)出了國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型。Bhagwati等(1987)從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度出發(fā)，指出彼此之間采取貿(mào)易保護(hù)措施的威脅和化解這種威脅的努力會(huì)產(chǎn)生補(bǔ)償投資。Markuson 和Svensson(1985)則是利用要素比例模型揭示了商品貿(mào)易和要素流動(dòng)之間的相互關(guān)系，指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補(bǔ)性，其關(guān)系依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間的合作關(guān)系如何，如果是合作關(guān)系，則商品的貿(mào)易和生長(zhǎng)要素的流動(dòng)將產(chǎn)生一種互補(bǔ)關(guān)系，否則，則表現(xiàn)為一種替代關(guān)系。

國(guó)內(nèi)學(xué)者楊迤(2000)在對(duì)我國(guó)對(duì)外直接投資的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，通過建立回歸模型表明外商直接投資對(duì)促進(jìn)我國(guó)工業(yè)制成品出口有重要作用。江小涓(1999)研究表明，DIF能夠促使東道國(guó)從消費(fèi)型進(jìn)口轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)型進(jìn)口。還有的學(xué)者應(yīng)用Granger非因果檢驗(yàn)、協(xié)整分析和誤差修正模型、因素分析法、績(jī)效或貢獻(xiàn)度分析法等多種方法對(duì)我國(guó)外商直接投資和對(duì)外貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，研究大多顯示我國(guó)外商直接投資是推進(jìn)我國(guó)對(duì)外貿(mào)易增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素。但國(guó)內(nèi)的實(shí)證分析大多集中我國(guó)外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系上，而我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的實(shí)證分析很少有人研究，本文試圖彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)在量化二者關(guān)系方面研究的不足。并且本文將依據(jù)分析結(jié)果，提出相關(guān)的政策建議。

1 分析數(shù)據(jù)選取

中國(guó)的改革開放歷史較短，我國(guó)及湖南省開展對(duì)外直接投資更晚，加之統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺乏，樣本設(shè)定在1985~2005年之間.本文的所有數(shù)據(jù)均從《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)貿(mào)易年鑒》及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》得到。

2 分析結(jié)果

2.1 基本數(shù)據(jù)分析

(1)DIF與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)

從數(shù)據(jù)可以看出，1995年到2000年，湖南企業(yè)對(duì)外投資由于剛剛起步，發(fā)展緩慢；2001年到2003年，湖南對(duì)外直接投資迅速發(fā)展，相對(duì)于前幾年上了一個(gè)新的臺(tái)階，但增長(zhǎng)放緩；2004年以后，湖南對(duì)外直接投資進(jìn)一步增長(zhǎng)，似乎又上一個(gè)臺(tái)階。2005年相對(duì)于2004年出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。與此同時(shí)，可以看到，DIF與GDP的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)基本相似：經(jīng)濟(jì)形勢(shì)較好時(shí)，DIF增長(zhǎng)迅速，如1999~2001年；經(jīng)濟(jì)形勢(shì)惡化時(shí)，DIF的增長(zhǎng)速度也相應(yīng)地放緩，甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，如2001~2003年。特別值得注意的是，2000年以前，湖南DIF增長(zhǎng)的絕對(duì)額基本上是上升的；2000年以后，湖南DIF的增長(zhǎng)速度和增長(zhǎng)絕對(duì)額顯著放緩。如 2000~2001年DIF 增加了10億美元，而2001~2002年減少了0.1億美元，增長(zhǎng)絕對(duì)額放緩了近10倍。

(2)DIF與對(duì)外貿(mào)易的運(yùn)行軌跡

數(shù)據(jù)分析反映出DIF與湖南GDP、進(jìn)出口總額的比值在1985~2005年間基本上呈上升趨勢(shì)，尤其是1991年至1996年，DIF，GDP，T幾乎呈直線上升；1995~2000年DIF的值在14%上下小范圍波動(dòng)，2000~2001年DIF的值急劇上升，而DIF的值從2001年起就開始呈下降趨勢(shì)。這說明DIF對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)從1996年開始就有所下降，對(duì)我國(guó)進(jìn)出口的貢獻(xiàn)量從1995年開始停滯不前并在1996年呈急劇下降趨勢(shì)。

總而言之，外商直接投資的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的軌跡基本相似，這從一定程度上說明了DIF對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和對(duì)外貿(mào)易的貢獻(xiàn)；但是在作DIF、GDP、T分析中我們也發(fā)現(xiàn)，從1995年開始，DIF對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)已經(jīng)開始下降，對(duì)進(jìn)出口的貢獻(xiàn)從1995年開始也停滯不前，并在1996年呈急劇下降趨勢(shì)。為了定量地測(cè)定DIF對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、對(duì)外貿(mào)易的實(shí)際貢獻(xiàn)，并對(duì)1996年開始出現(xiàn)的DIF貢獻(xiàn)量下降的現(xiàn)象作出解釋，下文將建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型并作計(jì)量檢驗(yàn)與分析。

2.2 實(shí)證分析與結(jié)果

由于本文各變量的時(shí)間序列可能具有非平穩(wěn)性，因此，我們先對(duì)各變量進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若為非平穩(wěn)，我們將采用協(xié)整檢驗(yàn)分析各變量之間的關(guān)系。最后對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行因果分析。

(1)單位根檢驗(yàn)

為消除非平穩(wěn)的時(shí)間系列變量之間經(jīng)常發(fā)生偽回歸現(xiàn)象而造成結(jié)論失效，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別系列的平穩(wěn)性。在5%的顯著性水平下，除出口是2階單整外，其他都是一階單整。由于DIF，IM 和TotalTrade 都是同階單整，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)系以鑒別其是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，以有效避免偽回歸。出口EX與其他三變量之間不是同階單整，因而它們之間不存在協(xié)整關(guān)系。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，如果兩個(gè)隨機(jī)系列滿足單整階數(shù)相同而且存在協(xié)整關(guān)系，那么這兩個(gè)非平穩(wěn)系列之間就存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，這樣就可有效避免偽回歸問題。為此采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來考察。

Totaltrade， IMport，DIF都是一階單整，這里進(jìn)一步檢驗(yàn)其協(xié)整關(guān)，Export是二階單整，不同階單整不存在協(xié)整關(guān)系不予檢驗(yàn)。檢驗(yàn)表明在5%顯著性水平上，不存在IM， TotalTrade，DIF之間的協(xié)整關(guān)系。即它們之間不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。不存在偽回歸問題。

(3)Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)研究的一個(gè)重要手段就是確定經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。Granger(1969)對(duì)隨機(jī)變量之間的因果關(guān)系作了可以檢驗(yàn)的定義并提出了檢驗(yàn)方法.由于Granger檢驗(yàn)結(jié)果依賴于滯后期長(zhǎng)度的變化，因此，在檢驗(yàn)的過程中我們選取多個(gè)不同的滯后期. 這里選擇了6個(gè)不同的滯后期.

檢驗(yàn)結(jié)果表明，湖南對(duì)外直接投資是對(duì)外貿(mào)易變化的原因，而對(duì)外貿(mào)易卻不是對(duì)外直接投資變化的原因.對(duì)外直接投資與貿(mào)易總量的回歸關(guān)系為：

T=8.62713857698*DIF+125.18035567 (1)可見對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易總量的影響為正， 且統(tǒng)計(jì)顯著度達(dá)64.2%.

3 討論

3.1 結(jié)果討論

通過平穩(wěn)性及單位根檢驗(yàn)我們可以了解數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，除出口是I(2)平穩(wěn)的外，其它都是I(1)平穩(wěn)的，這符合一般金融數(shù)據(jù)都是I(1)平穩(wěn)的慣例。而通過Granger因果實(shí)證檢驗(yàn)，可以得出如下結(jié)論：

第一， 進(jìn)出口不是對(duì)外直接投資變化的原因；對(duì)外投資是進(jìn)出口變化的原因，只是在滯后小于兩年內(nèi)才有效。顯然對(duì)外直接投資在短期內(nèi)推動(dòng)出口的增長(zhǎng)。企業(yè)國(guó)際化是一個(gè)漸進(jìn)的過程，但是一旦投資在國(guó)外站穩(wěn)腳跟，出于成本考慮，所有原材料及勞動(dòng)力傾向于從國(guó)外本地獲取，所以對(duì)本國(guó)出口的作用就會(huì)減弱。其次，隨著中國(guó)對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，為規(guī)避已經(jīng)存在的貿(mào)易壁壘而設(shè)立的關(guān)稅迫使對(duì)外直接投資相應(yīng)增多。最后，我國(guó)對(duì)外直接投資的迅速發(fā)展，不僅僅是政策推動(dòng)的結(jié)果，同時(shí)也是市場(chǎng)機(jī)制及經(jīng)濟(jì)全球化發(fā)揮作用的體現(xiàn)，是順應(yīng)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的客觀需要。

第二， 雖不能證明湖南進(jìn)出口和對(duì)外直接投資之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但Granger檢驗(yàn)結(jié)果至少表明湖南對(duì)外直接投資是進(jìn)出口變化的原因。而且只有滯后兩到三年的對(duì)外直接投資才是進(jìn)口變化的原因。顯然，如果對(duì)外直接投資在國(guó)外產(chǎn)生一定規(guī)模，并且有利可圖，進(jìn)口該國(guó)原材料或半成品有利于提高國(guó)內(nèi)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力導(dǎo)致從該國(guó)進(jìn)口增多。首先，可能是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，為保障我國(guó)資源長(zhǎng)期、有效和穩(wěn)定的供應(yīng)而產(chǎn)生尋求資源型對(duì)外直接投資推動(dòng)進(jìn)出口增長(zhǎng)。其次，從微觀角度來看，隨著企業(yè)進(jìn)口原料、半成品的增多，也導(dǎo)致對(duì)外直接投資刺激進(jìn)出口增多。最后，隨著對(duì)外直接投資的增多，也促進(jìn)了貿(mào)易型的進(jìn)出口增多。這從中國(guó)企業(yè)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)總額中貿(mào)易型投資占60.5%可以看出。

第三， 湖南對(duì)外直接投資是進(jìn)口變化及貿(mào)易總變化的原因， 對(duì)貿(mào)易的替代或促進(jìn)作用相當(dāng)明顯。首先，這可能由于對(duì)外直接投資規(guī)模逐步增大對(duì)進(jìn)出口的推動(dòng)作用進(jìn)一步顯現(xiàn)。其次，對(duì)外直接投資的快速增長(zhǎng)，對(duì)貿(mào)易的推動(dòng)作用增強(qiáng)?？梢灶A(yù)見，隨著湖南及我國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模的快速擴(kuò)大，對(duì)外直接投資對(duì)湖南進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)越來越大。有效利用對(duì)外直接投資拉動(dòng)貿(mào)易的增長(zhǎng)是湖南及中國(guó)必須應(yīng)對(duì)的趨勢(shì)。

3.2 結(jié)論及其意義

DIF與貿(mào)易基本呈現(xiàn)正相關(guān)，當(dāng)DIF迅速增長(zhǎng)時(shí)，貿(mào)易發(fā)展較快。如1995年到2005年間，湖南貿(mào)易總量由1995年的243.7億元增長(zhǎng)到了2005年的491.9億元。10年增長(zhǎng)150%。而同期對(duì)外直接投資增長(zhǎng)近900%，較快原因是對(duì)外直接投資是從無到有。當(dāng)DIF增長(zhǎng)加快時(shí)，貿(mào)易的增長(zhǎng)速度也隨之加快。

湖南對(duì)外直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的具體影響有：提升產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力;擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易發(fā)展；提升就業(yè)質(zhì)量與就業(yè)數(shù)量，優(yōu)化資源配置。

湖南企業(yè)對(duì)外直接投資發(fā)展已取得了可喜的成果，但依然存在許多問題與不足，既有政策方面的，也有企業(yè)自身的問題，資金及技術(shù)不足是兩大制約因素。

據(jù)統(tǒng)計(jì)，湖南對(duì)外項(xiàng)目投資大多規(guī)模較小，金額90% 在300萬美元以下。而創(chuàng)新能力不足、經(jīng)驗(yàn)不多、資金不雄厚、自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)少嚴(yán)重阻礙了湖南企業(yè)走出去。隨著資金及金融服務(wù)的快速到位，湖南企業(yè)對(duì)外直接投資會(huì)進(jìn)入一個(gè)較快的發(fā)展時(shí)期，對(duì)外投資帶動(dòng)產(chǎn)品出口，開拓國(guó)際市場(chǎng)的作用日益重要。

[1]Mundell,R.A.,1957:《International trade and Factor Mobility》,《American Economic Review》,June PP.321-335.

[2]Bhagwati,Jagdish N.,etal,1987:《Quid Pro Quo Foreign Investment:A Political Economy Theoretical Model》,《Journal of Development Economics》,October 27,PP.127 138.

[3]Goldberg,Linda S,etal,1999:《International Trade and Factor Mobility:An Empirical Investigation》.NBER working pape.

[4]小島清(日).對(duì)外貿(mào)易論.周寶廉譯，南開大學(xué)出版社,1987(1).

[5]江小涓.利用外資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變[J].管理世界 1999(2).

[6]楊迤.外商直接投資對(duì)中國(guó)進(jìn)出口的影響的相關(guān)分析[J].世界經(jīng)濟(jì),2000(2).