張旭

基于時間序列的我國對外直接投資對出口貿(mào)易的影響分析

張旭

隨著世界經(jīng)濟一體化程度不斷加深，我國對外開放不斷擴大，國內(nèi)企業(yè)基于全球戰(zhàn)略而進行對外直接投資的步伐也不斷加快，截至2013年，中國對外直接投資流量創(chuàng)下1078.4億美元的歷史新高，已位列世界第三大對外直接投資國。在企業(yè)“走出去”的同時，我國的出口貿(mào)易也迅速擴大。文章通過時間序列分析，進行協(xié)整分析，建立AR模型，得出對外直接投資對于出口的替代和促進作用在中國的實踐中表現(xiàn)出差異性的結(jié)論。

對外直接投資；出口貿(mào)易；替代作用；互補作用

一、研究綜述

目前，國際上對外直接投資對出口貿(mào)易的影響主要分為兩派：替代作用和互補作用。以H-O-S理論為基礎(chǔ)，由于要素價格均等化不僅是一種趨勢，而且是一種必然，國際貿(mào)易將使不同國家間同質(zhì)生產(chǎn)要素的相對和絕對收益必然相等，雖然要素在國家間不能自由流動，但是商品流動代替了要素流動，而對外直接投資一定程度上代替了商品流動，所以Robert A.Mundell(1957)認為對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生了替代作用。日本學者小島清等人基于比較優(yōu)勢理論和雷布津斯基定理，認為對外直接投資是從那些即將喪失或已經(jīng)喪失比較優(yōu)勢的行業(yè)開始,投資的目的是為了獲得東道國原材料和中間產(chǎn)品,這樣可以發(fā)揮投資母國和東道國的比較優(yōu)勢,使雙方獲得利益。

在實際中，國內(nèi)外許多學者進行了大量實證分析，實證結(jié)果以互補作用為主。并提出對外直接投資對出口貿(mào)易的三種作用機制：一是出口替代效應。我國企業(yè)走出去后利用當?shù)亓畠r勞動力等優(yōu)勢建廠生產(chǎn)，將國內(nèi)的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到了國外，并以相對國內(nèi)較低的價格出售，對國內(nèi)的同類產(chǎn)品生產(chǎn)產(chǎn)生了替代效應。二是出口促進效應。企業(yè)通過ODI成立跨國公司，將國內(nèi)生產(chǎn)與國外市場有機地聯(lián)系起來，通過挖掘國外市場需求，延長全球產(chǎn)業(yè)鏈，對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用。三是出口創(chuàng)造效應。處于產(chǎn)業(yè)鏈中上游的企業(yè)——主要是服務業(yè)和制造業(yè)——通過ODI擴大了對產(chǎn)業(yè)鏈下游的需求，包括對中間產(chǎn)品、原材料及相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的需求，甚至創(chuàng)造出新行業(yè)的需求，從而推動出口，產(chǎn)生創(chuàng)造效應。

二、基于時間序列的實證分析

（一）變量及樣本數(shù)量的選取

我國對外直接投資和出口貿(mào)易在改革開放后都經(jīng)歷了快速地增長，本文將采取1985至2013年的我國對外直接投資凈流量和出口額數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)來源：對外直接投資凈流量來源于http://www.unctad.org/Templates/Page.asp?intItemID=1923&lang=1；出口額來源于中國統(tǒng)計年鑒。（單位：億美元），通過時間序列的協(xié)整分析，發(fā)現(xiàn)我國對外直接投資對出口額產(chǎn)生的影響。其中，選擇對外投資凈流量而不選擇存量，保持和出口額流量數(shù)據(jù)性質(zhì)的一致，有利于回歸結(jié)果的分析。本文采用一元線性回歸模型，模型如下EX=β*0DI+c+μ：其中β、c為待估計參數(shù)，μ為隨機擾動項。

（二）計量結(jié)果

1.數(shù)據(jù)觀察

對EX、ODI分別進行線性觀察，結(jié)果如下：

圖1

不難發(fā)現(xiàn)，對外直接投資凈流量和出口額都呈現(xiàn)遞增趨勢，且在2001年后增長趨勢明顯，呈現(xiàn)爆炸式增長，2001年左右為突變點。因此，猜測我國在2001年加入WTO后對上述兩個變量產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性影響。

對EX、ODI進行散點圖觀察，發(fā)現(xiàn)對外直接投資凈流量和出口額大致呈線性分布，滿足一元線性回歸，因此可以用OLS進行估計。

2.計量模型結(jié)果

對1985至2013年共29組數(shù)據(jù)用EViews5.0進行OLS估計，得到以下回歸結(jié)果。

表1

由回歸結(jié)果可以看出，ODI的系數(shù)為21.333，在1%的顯著性水平下顯著不為零。且R2值為0.9188，說明模型整體擬合較好。回歸方程可以寫為EX=21.330DI+1718.8，對外直接投資每增加1億美元，出口額相應增加8.6億美元。

基于之前對數(shù)據(jù)觀測的猜測，對模型進行Chow檢驗，檢驗結(jié)果如下：

表2

可以看出，Chow檢驗結(jié)果符合之前的猜測，即中國加入WTO這一事件對對外直接投資凈流量和出口額都產(chǎn)生了明顯的結(jié)構(gòu)性影響。因此可以將樣本數(shù)據(jù)分為兩段，即1986至2000年和2001至2013年，分別進行分析。再根據(jù)1985至2000年的回歸分析：

表3

發(fā)現(xiàn)，在1985至2000年，對外直接投資凈流量對出口額并不能進行很好的回歸，其變量是不顯著的。說明中國加入WTO之前對外直接投資凈流量和出口額并沒有明顯的相關(guān)關(guān)系。

3.對于2001至2013年樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整分析和AR模型確立

首先，對樣本數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)并不平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分后，ADF檢驗結(jié)果如下：

表4

發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，即ODI和EX經(jīng)過一階差分后，序列平穩(wěn)，所以二者都為一階單整。根據(jù)之前的回歸結(jié)果可以看出，回歸結(jié)果是根據(jù)兩個同階單整平穩(wěn)序列回歸得到的，故可能存在偽回歸問題，并不能輕易接受這個結(jié)果。因此，為了更準確的驗證兩列數(shù)據(jù)的協(xié)整性，需要對回歸方程的殘差項序列進行單整分析，通過對殘差進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)在10%的顯著性水平下，不存在單位根，因此殘差序列是平穩(wěn)序列，ODI和EX之間存在協(xié)整關(guān)系，且為（1，1）階協(xié)整。通過AIC準則和SC準則選擇最大滯后期為2，對變量進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如下：

表5

可以看出，在11%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，ODI和EX之間存在雙向因果關(guān)系。

建立模型，首先進行變量的自相關(guān)和偏自相關(guān)分析，如圖：

圖2

通過觀察，發(fā)現(xiàn)變量EX的自相關(guān)系數(shù)是拖尾的，考慮到其均值非零，因而可以判定EX序列基本滿足AR（1）過程。所以建立模型EX=β1*0DI+c+β2*EXt-1+μt。運用OLS方法對模型進行回歸，結(jié)果如下：

注：AR（1）是消除一階自相關(guān)而得到的系數(shù)。

根據(jù)回歸結(jié)果可以得到回歸方程EX=14.243980DI+6650.437 +0.553208EXt-1+μt，其含義是我國對外直接投資每增加1億美元，出口額相應增加14.2億美元。

4.模型檢驗。運用博克斯-皮爾斯法，觀察模型的誤差項及Q統(tǒng)計量，發(fā)現(xiàn)μt為白噪聲，模型是正確的。

（三）計量結(jié)果分析

1.由于1985至2000年，對外直接投資凈流量對出口額并不能進行很好的回歸，說明中國加入WTO之前對外直接投資凈流量和出口額并沒有明顯的相關(guān)關(guān)系。而根據(jù)對外直接投資對出口貿(mào)易的影響，初步推斷這一時期的對外直接投資對出口貿(mào)易并沒有出口促進效應和出口創(chuàng)造效應，即沒有互補作用。究其原因，我認為有以下幾點：（1）這一時期對外直接投資凈流量過小，難以對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響。1985年至2000年我國對外直接投資凈流量平均值僅為17.2億美元，可見總量過少，難以對出口貿(mào)易產(chǎn)生直接影響。（2）對外直接投資不穩(wěn)定，受國家政策和亞洲金融危機影響大。這一時期國家在外資方面主要傾向于引進外資，并不鼓勵對外直接投資，再加上國家外匯短缺，對外投資限制頗多，而且在美國提高利率、美元增值的背景下，貨幣與美元掛鉤的亞洲國家出口不斷下降。1997年7月，隨著泰國宣布泰銖實行浮動匯率制，亞洲國家普遍出現(xiàn)貨幣貶值，爆發(fā)金融危機。雖然我國沒有受到嚴重性打擊，但是周邊國家的經(jīng)濟情況惡化對出口貿(mào)易和對外直接投資產(chǎn)生了不利影響。（3）對外投資缺乏經(jīng)驗。改革開放前期，我國的對外直接投資處于萌芽和嘗試狀態(tài)，并沒有先進的投資經(jīng)驗可以借鑒，導致投資動力不足，投資回報率低，投資規(guī)模難以擴大等問題。（4）投資結(jié)構(gòu)缺陷。由于國內(nèi)的生產(chǎn)力水平普遍不高，許多企業(yè)仍處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端，對外直接投資也大都局限于勞動力密集型和原材料等產(chǎn)業(yè)，其對出口貿(mào)易的左右以替代作用為主，并且難以發(fā)揮輻射效應和帶動效應，因此對出口貿(mào)易的促進和創(chuàng)造作用也就微乎其微。

2.中國加入WTO之后，對外直接投資凈流量與出口額可以進行很好的擬合回歸，說明對外投資對出口貿(mào)易的作用十分明顯。2001至2013年，我國對外直接投資凈流量呈現(xiàn)井噴式的增長，年平均增長85.3%，相應的出口額每年也平均增長19.17%。為什么這一時期的對外直接投資會增長如此迅速？這主要歸因于以下幾點：（1）加入WTO后，我國各類商品的關(guān)稅水平大幅降低，出口貿(mào)易大幅增加，增加了對外直接投資的需求，且多年的貿(mào)易順差積累了大量外匯，為對外投資提供外匯支持。（2）國際投資形勢的緩和。相對于90年代，進入21世紀后，世界經(jīng)濟一體化和經(jīng)濟全球化進程加快，越來越多的國家成為市場經(jīng)濟國家，各國吸引外資的欲望越來越強烈，為外資提供大量的政策和資金支持。（3）比較優(yōu)勢的轉(zhuǎn)移。長期以來，我國出口貿(mào)易主要以低附加值的勞動力密集型為主，隨著勞動力優(yōu)勢的流失，對外直接投資的推力不斷增強。（4）國家“走出去”戰(zhàn)略向縱深推進。隨著對外開放基本國策的不斷推進，國家對企業(yè)“走出去”也給予越來越高的關(guān)注。對外投資受到了政策的支持。（5）2001年我國對外直接投資凈流量只有68.85億美元，存量也只有346.56億美元，基數(shù)小使得增長空間大。

由實證分析可知，2001年后，對外直接投資對出口貿(mào)易的乘數(shù)效應非常大，且有不斷擴大的趨勢。我國對外直接投資對出口貿(mào)易的促進和創(chuàng)造效應主要表現(xiàn)在以下方面：（1）對下游產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生帶動效應，對相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生輻射效應。隨著對外投資的發(fā)展，我國對外投資也逐漸從中下游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向中上游產(chǎn)業(yè)，對外直接投資的擴大延長了產(chǎn)品價值鏈，提高了對國內(nèi)制造裝配等產(chǎn)業(yè)的需求。（2）利于促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，創(chuàng)造新貿(mào)易。我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一直以勞動密集型為主，出口貿(mào)易也以勞動密集型產(chǎn)品為主，而我國老齡化加速，人口紅利逐漸喪失，勞動密集型產(chǎn)業(yè)逐漸失去比較優(yōu)勢，根據(jù)小島清的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論，對外直接投資的擴大可以轉(zhuǎn)移傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢，調(diào)整我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，逐漸轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型和資本密集型，帶動這些產(chǎn)業(yè)的對外貿(mào)易。（3）利于調(diào)整外匯結(jié)構(gòu)，平衡國際收支。我國對外直接投資擴大可以起到穩(wěn)定匯率的作用，而匯率是對外貿(mào)易需要考慮到的重要因素之一，穩(wěn)定的匯率為出口貿(mào)易的擴大保駕護航。（4）獲得國外先進的技術(shù)及管理經(jīng)驗。由于技術(shù)的溢出效應，我國企業(yè)通過建立跨國公司、并購和收購國外企業(yè)等方式進行對外直接投資，可以獲得先進的技術(shù)及管理經(jīng)驗，通過我國的母公司和其他途徑提升產(chǎn)品的技術(shù)水平和降低生產(chǎn)成本，從而擴大出口貿(mào)易。

三、總結(jié)

我國的對外直接投資是否對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響要分兩個階段來看待，加入WTO之前，對外直接投資和出口貿(mào)易之間并沒有明顯的相關(guān)關(guān)系。由于受到國內(nèi)外環(huán)境及我國對外投資的特殊性使得對外投資對出口的替代和促進效應并沒有顯現(xiàn)出來。加入WTO之后，我國的對外直接投資迅速增長，對出口貿(mào)易產(chǎn)生了明顯的促進效應。結(jié)合我國實際情況，我國的對外直接投資主要通過產(chǎn)業(yè)相關(guān)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、利率穩(wěn)定、技術(shù)溢出等方面推動了我國出口貿(mào)易。

在理論上，一國的對外直接投資對出口貿(mào)易有替代和促進作用。而在實際中，由于受到各種可測和不可測因素的影響，這些作用并不一定明顯的表現(xiàn)出來。因此，在中國的對外直接投資和出口貿(mào)易的實踐中，要充分認識到影響其作用的各種可能性因素，推動我國的對外直接投資和出口的共同發(fā)展。

[1]馬丹丹，武戈.基于面板數(shù)據(jù)的我國ODI對出口貿(mào)易影響分析[J].價格月刊,2013,(12):62-65.

[2]劉再起，范強強.FDI和ODI出口貿(mào)易效應比較———基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].經(jīng)濟問題探索,2015，(01):123-127.

[3]陳愉瑜.中國對外直接投資的貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應[J]．統(tǒng)計研究，2012，(09):44－50．

[4]陳俊聰，黃繁華.中國對外直接投資的貿(mào)易效應研究[J].上海財經(jīng)大學學報,2013，(03):58－65.

張旭，男，四川大學經(jīng)濟學院本科在讀。

F746.12

A

1008-4428（2015）08-86-03