田文舉， 賈天明

（1.上海理工大學 中德學院，上海 200093；2.上海理工大學 管理學院，上海 200093）

2002年中國首次超過美國成為世界上吸引外資最多的國家.在外資中，外商直接投資（FDI）不斷擴大，推動了中國各地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟的增長和區(qū)域經(jīng)濟的國際化.聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議（貿(mào)發(fā)會議）于2012年發(fā)布的《全球投資趨勢預測》指出［1］，中國繼2003年之后再次超過美國成為全球最大外國直接投 資 流 入（inflowing foreign direct investment，IFDI）的目的地.與此同時，中國國際貿(mào)易也有迅速發(fā)展，兩者之間具有明顯的同步性和相關性，這引起學者們對兩者關系的探索.本文以“長期”作為時間跨度對中國西部地區(qū)國際貿(mào)易和IFDI兩者之間的關系進行重新檢驗，分析中國西部國際貿(mào)易和IFDI在長期內(nèi)存在怎樣的相互關系.

1 文獻綜述

關于IFDI與國際貿(mào)易關系的研究主要存在3種觀點：第一種觀點認為IFDI與國際投資之間具有替代性；第二種觀點認為兩者之間存在互補性；第三種觀點認為兩者之間相互融合.Mundell［2］最早提出貿(mào)易與投資存在相互替代的理論，運用簡單的兩個國家、兩種產(chǎn)品和兩種生產(chǎn)要素的標準國際貿(mào)易模型，假設存在國際貿(mào)易壁壘，廠商始終沿著特定的軌跡（即所謂的Rybczynski線）實施對外直接投資，得出的結(jié)論是：對外直接投資能夠在相對最佳的效率或最低生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)換成本的基礎上，實現(xiàn)對商品貿(mào)易的完全替代；而如果兩個國家的要素稟賦和技術(shù)水平相接近時，這種替代效應會尤為明顯.關于IFDI與國際貿(mào)易關系之間存在互補性的理論最有影響力的是日本學者小島清［3］針對蒙代爾貿(mào)易與投資替代模型提出的IFDI與國際貿(mào)易之間存在互補效應的小島清模型，模型的前提假設是外國直接投資不單是資本的流動，而是包括資本、技術(shù)、經(jīng)營管理技能等在內(nèi)的總體性轉(zhuǎn)移.得出的結(jié)論表明，IFDI與國際貿(mào)易存在互補性，IFDI可以在母國與東道國之間創(chuàng)造出新的貿(mào)易機會，從而會使兩個國家間的貿(mào)易規(guī)模變大，擴大了國際貿(mào)易的規(guī)?？偭?之后，Pfaffermayr［4］和Head等［5］從實證的角度采用相應面板數(shù)據(jù)分別分析了奧地利和日本相關行業(yè)IFDI與國際貿(mào)易的關系，得出IFDI與國際貿(mào)易存在明顯的互補關系.國內(nèi)方面，邱斌等［6］對外資企業(yè)和全國整體狀況分別進行了分析，結(jié)果表明外資企業(yè)的國際貿(mào)易與IFDI之間存在長期穩(wěn)定的相互促進關系.李海波［7］借鑒新古典貿(mào)易理論中的特定要素模型的分析方法，對外國直接投資國際貿(mào)易的影響進行實證分析，得出結(jié)論：在順差部門，IFDI與國際貿(mào)易呈互補關系.鐘曉君［8］運用基于VAR 模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解法，對我國FDI與進出口貿(mào)易之間的動態(tài)關系進行了動態(tài)研究，得出IFDI對我國進出口貿(mào)易具有長期的促進作用.IFDI與國際貿(mào)易具有相互融合關系，最早見于Bhagwati和Dinopoulo［9］在1987年的研究，他們從政治經(jīng)濟學的角度分析國際貿(mào)易和FDI之間的關系，認為不同利益集團之間的博弈會產(chǎn)生對外貿(mào)易和投資之間的替代及補充，即補償投資.上述理論從不同角度分析了IFDI與國際貿(mào)易的不同關系，具有非常重要的理論價值.在這些理論的基礎上，文章擬將IFDI與國際貿(mào)易置于一個系統(tǒng)中，研究兩者之間的長期關系，以協(xié)整理論為基礎進行建模，選取中國西部地區(qū)1992—2011年實際利用外國直接投資額、進出口貿(mào)易額作為相關數(shù)據(jù)，予以實證檢驗.

2 方法與數(shù)據(jù)

為了研究國際貿(mào)易與IFDI之間的長期關系，本文以協(xié)整理論為基礎進行建模，首先必須對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，再進行協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗.在此基礎上，進行脈沖響應函數(shù)分析和動態(tài)測算.

a.單位根檢驗.單位根檢驗用來說明數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，常用的方法是ADF 檢驗法.平穩(wěn)性檢驗的方法很多，本文采用最具代表性的ADF 檢驗方法檢驗各變量的平穩(wěn)性，根據(jù)最小信息準則（AIC）確定檢驗的滯后期.

b.協(xié)整檢驗.對于服從I（1）過程的變量的協(xié)整檢驗，從檢驗的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG［10］兩步法協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸系 數(shù) 的Johansen［11］檢 驗.Johansen 提 出 了 一 種 在VAR系統(tǒng)下用極大似然估計來檢驗多變量間協(xié)整關系的方法，即Johansen協(xié)整檢驗.本文采用前一種方法進行分析，對IFDI和貿(mào)易變量進行回歸.

c.格蘭杰（Granger）因果檢驗.格蘭杰因果檢驗旨在檢查兩組序列之間是否存在因果關系，即x序列是否是y 序列產(chǎn)生的原因或y 序列是否是x序列產(chǎn)生的原因.為使解釋更為準確，通常對x 序列引入滯后值，通過滯后值的解釋程度來分析x 與y 之間的格蘭杰因果原因.

d.脈沖響應函數(shù).脈沖響應函數(shù)旨在分析模型受到某種沖擊時，系統(tǒng)是如何反應的，通過對反應的分析來找出二者之間存在何種關系.本文旨在分析出外國直接投資自身的變化是如何影響進出口貿(mào)易的，以及這種影響趨勢是如何變化的.

本文選取1992—2011年20年中國西部地區(qū)實際利用外國直接投資額（WIFDI）、進口貿(mào)易額（WIM），及其出口貿(mào)易額（WEX）數(shù)據(jù)作為實證檢驗對象，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》.令WIFDIt，WEXt，WIMt分 別 代 表 西 部 外 國 直 接 投資流入、西部出口貿(mào)易和進口貿(mào)易額，t為時間.由于對時間序列數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換不會改變數(shù)據(jù)的特征，卻能使數(shù)據(jù)趨勢線性化，并一定程度上消除時間序列中的異方差，因此本文在實證分析時采用各變量的對數(shù)值，分別表示為lnWIFDIt，lnWEXt，lnWIMt，取對數(shù)后數(shù)據(jù)作為時間序列.

本文以我國西部地區(qū)1992—2011年的數(shù)據(jù)為分析樣本，從國際貿(mào)易與IFDI的數(shù)量角度出發(fā)，對外商投資企業(yè)的歷年進出口額與IFDI的關系作出分析.采用的實證分析方法以協(xié)整檢驗為基礎，說明變量之間是否存在一種長期均衡關系.之后，關于IFDI的單位變化如何通過其內(nèi)在聯(lián)系引起對整個系統(tǒng)的擾動，以及各變量對這些擾動的綜合反應，需要建立VAR模型對lnWIFDIt，lnWEXt，lnWIMt之間的關系作脈沖響應分析并最終確定各變量之間的長期關系.

3 實證分析結(jié)果

3.1 ADF單位根檢驗

如表1所示，lnWIFDIt，lnWIMt，lnWEXt一階差分序列的ADF 檢驗值均小于1%檢驗水平的臨界值，所 以lnWIFDIt，lnWIMt，lnWEXt一 階 差 分 序列都是平穩(wěn)序列，并且取得一階單整，為時間序列進行協(xié)整檢驗提供了必要條件.

3.2 協(xié)整檢驗結(jié)果

式中，＊表示在1%水平上顯著.為了考察時間序列之間是否確切存在協(xié)整關系，繼續(xù)對協(xié)整回歸方程（1）～（4）的回歸殘差進行平穩(wěn)性檢驗，所用方法仍然是ADF檢驗，結(jié)果如表2所示.

表1 西部ln WIFDIt，ln WIMt，ln WEXt序列ADF單位根檢驗結(jié)果Tab.1 Western ln WIFDIt，ln WIMt，ln WEXtsequence ADF unit root test results

表2 殘差序列ADF單位根檢驗結(jié)果Tab.2 Residuals sequence ADF unit root test results

3.3 格蘭杰檢驗結(jié)果

以中國西部地區(qū)1992—2011年期間的進口額、出口額的數(shù)據(jù)樣本與IFDI作格蘭杰檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示（見下頁）.

從表3來看，以上4條假設進口不是引起WIFDI的原因和出口不是引起WIFDI的原因被拒絕，即進口是引起WIFDI的原因，出口是引起IFDI的原因. 以中國西部1992—2011年的進口額、出口額的數(shù)據(jù)樣本與WIFDI作格蘭杰檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示.

表3 外商投資格蘭杰因果關系檢驗結(jié)果Tab.3 Foreign investment Granger causality test results

從表4 來看，以上4 條假設均未被拒絕，即進口、出口、IFDI三者之間不具有相互影響的關系，無格蘭杰因果關系.

3.4 脈沖響應分析：西部總進口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應分析

已知進口、出口、IFDI均是I（1）序列，符合協(xié)整檢驗前提，可進行協(xié)整檢驗.首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR 模型，對序列進行VAR 模型估計，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表5所示.

表5中，Lag 表示滯后階數(shù)，Log L 代表待估計變量，LR 表示似然比檢驗，F(xiàn)PE 表示最終預測誤差.由表5可知，根據(jù)AIC，SC，HQ 這3個準則選出來的滯后階數(shù)為1階，因此VAR 模型的滯后階數(shù)應定義為1階.根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗和VEC 模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)為0階.

表4 西部進口額、出口額與東部IFDI格蘭杰因果關系檢驗結(jié)果Tab.4 Western imports，exports and eastern IFDI Granger causality test results

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3.5 Johansen協(xié)整檢驗

考慮lnWIFDIt，lnWIMt，lnWEXt是否存在協(xié)整關系，下面進行Johansen協(xié)整檢驗，得到協(xié)整檢驗的結(jié)果如表6所示.表中，None＊代表0個協(xié)整向量；at most 1＊代表至 少有1個協(xié)整向 量；at most 2＊代表至少有2個協(xié)整向量.

表6 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果Tab.6 Johansen cointegrationtestresults

由表6可知，3個原假設被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗表明在0.05顯著水平下有3個協(xié)整關系.考慮到實際意義，選擇第一個協(xié)整關系進行分析.建立向量誤差修正模型，對向量誤差修正模型進行脈沖響應分析.脈沖響應分析結(jié)果如圖1所示.

圖1 ln WIFDIt對一個標準差新息的響應Fig.1 ln WIFDItstandard deviation for a new interest rate response

由圖1可以看出，外國直接投資對其自身的一個標準差擾動具有明顯的正效應，并且從第一期開始呈現(xiàn)出明顯的逐期上升趨勢，正效應不斷加強.外國直接投資對于進口貿(mào)易的標準差，除第一期效應為0外，其它各期都為正效應，呈現(xiàn)逐期上升趨勢，但是上升幅度隨時間的推移降低，其經(jīng)濟含義為外國直接投資有利于我國進口貿(mào)易的發(fā)展.然而外國直接投資對于出口貿(mào)易標準差的擾動一直呈現(xiàn)出負效應，在第一期為0，之后負效應逐期遞減，第一期至第三期負效應下滑明顯，之后負效應逐漸減弱，其經(jīng)濟含義為外國直接投資對我國出口貿(mào)易具有負效應，一定程度抑制了出口貿(mào)易的發(fā)展.

4 結(jié)論及建議

本文在前人理論和實證的基礎上，運用VAR模型的脈沖響應函數(shù)，對我國西部地區(qū)1992—2011年期間外國直接投資和進出口貿(mào)易之間的長期動態(tài)關系納入統(tǒng)一框架中進行了動態(tài)研究.在以上分析基礎上，可以得出以下一些結(jié)論和政策建議.

第一，由脈沖響應函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對中國西部地區(qū)的出口貿(mào)易一直呈現(xiàn)負效應，即外資的流入不利于西部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于兩個方面.一方面是外資的流入加劇了當?shù)厥袌龅母偁?，擠占了當?shù)仄髽I(yè)的出口市場份額.西部地區(qū)工業(yè)基礎比較薄弱，當?shù)仄髽I(yè)無論在生產(chǎn)技術(shù)還是企業(yè)經(jīng)營管理等方面都處于劣勢，IFDI的流入必然會沖擊當?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展，使當?shù)厥袌龈偁幁h(huán)境更加激烈.缺少先進技術(shù)和先進管理理念的當?shù)仄髽I(yè)生產(chǎn)出來的產(chǎn)品失去了競爭優(yōu)勢，勢必會影響出口貿(mào)易的發(fā)展.另一方面，進入西部地區(qū)的外資企業(yè)利用當?shù)亓畠r的原材料和勞動力，加之自身技術(shù)和管理等方面的優(yōu)勢，生產(chǎn)出的產(chǎn)品價格更低質(zhì)量更優(yōu).這些產(chǎn)品大部分為滿足國內(nèi)市場的需求，提高在中國西部的市場占有率，出口到國外的產(chǎn)品比例很小.以上兩個方面的影響共同導致了出口貿(mào)易長期為負的結(jié)果.

第二，從脈沖響應函數(shù)軌跡可以看到，外國直接投資對我國西部地區(qū)進口貿(mào)易有長期促進作用，原因同樣可以歸結(jié)為兩個方面.一方面是外商選擇在西部地區(qū)投資的一個重要原因是當?shù)亓畠r的原材料和勞動力，因此投資多集中在資源消耗型為主的行業(yè)領域.這些領域需要大量進口相關設備、原材料和技術(shù)，導致進口明顯增加.同時，當?shù)卣疄槲赓Y不斷加強相關基礎設施建設，投入了大量的資金，資金投入的一大部分用在了設備、原材料和技術(shù)的引進上，因而間接地促進了進口的增加.另一方面，對于相對落后的西部地區(qū)來說，基礎設施的建設相比東部持續(xù)的時間要長，因而相關設備、原材料和技術(shù)的引進是一個不斷積累的過程，出現(xiàn)了外資對西部地區(qū)進口貿(mào)易的正效應隨時間加強的趨勢.

第三，為了更好地發(fā)揮外資對西部地區(qū)國際貿(mào)易的作用，扭轉(zhuǎn)外資對西部地區(qū)出口效應長期為負的局面，優(yōu)化國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)，可采取以下措施：a.加強工業(yè)基礎設施建設，完善工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，為外企提供良好的投資環(huán)境，擴大外資投資領域；b.充分利用IFDI流入過程中產(chǎn)生的知識和技術(shù)外溢，學習外資企業(yè)先進的科學知識和管理理念，提高當?shù)仄髽I(yè)的勞動生產(chǎn)率和自主創(chuàng)新能力，增強當?shù)仄髽I(yè)的市場競爭力；c.借鑒東部地區(qū)先進的引資理念和策略，充分利用好外資企業(yè)促進西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級，增強西部出口企業(yè)出口產(chǎn)品的附加值和競爭力，創(chuàng)造條件吸引相關人才和技術(shù)的流入；d.中西部地區(qū)在利用直接投資上應與東部地區(qū)有不同的目標，改善投資環(huán)境的一個有效途徑是深化體制改革，西部地區(qū)在爭取外資項目的同時也可以鼓勵國內(nèi)其它省市非政府安排的投資項目進入，從中學習和適應市場經(jīng)濟運行規(guī)律和規(guī)則［12］.

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