李曉慧，高 茜

(安徽大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，安徽合肥230601)

俄資與中俄進(jìn)出口關(guān)系的實證分析研究

李曉慧，高 茜

(安徽大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，安徽合肥230601)

俄羅斯是我國非常重要的全面戰(zhàn)略協(xié)作伙伴之一，兩國經(jīng)貿(mào)發(fā)展不斷深入且雙向投資關(guān)系日益深化。但與兩國進(jìn)出口貿(mào)易相比，俄羅斯對中國的直接投資是滯后的。為發(fā)展中俄長久以來的密切合作關(guān)系以及促進(jìn)兩國進(jìn)出口貿(mào)易的升級，對俄資對華投資額與中國對俄進(jìn)出口貿(mào)易額的關(guān)系進(jìn)行分析研究是很有必要的。以1997年～2015年的經(jīng)濟變量數(shù)據(jù)為樣本，利用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等實證方法對俄對華投資額與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額的關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)論顯示：它們之間有著正向的協(xié)整關(guān)系，且俄對華投資能帶動中國對俄羅斯的出口；中國對俄羅斯的進(jìn)口能促進(jìn)俄對華的投資。最后，根據(jù)實證分析研究的結(jié)果提出相應(yīng)建議。

進(jìn)出口；對外直接投資；單位根檢驗；協(xié)整檢驗

一、俄對華投資的現(xiàn)狀

(一)俄羅斯對華投資的特征

1.從投資規(guī)模及投資方式上看，其投資方式逐漸轉(zhuǎn)為合資

1992年以來，俄對華的直接投資額逐漸增加，1993年俄對華投資額增加至4 194萬美圓。但之后又有所下降。1996年，兩國宣布建立“面向21世紀(jì)的戰(zhàn)略協(xié)作伙伴關(guān)系”后，俄對華投資額下降速度有所減緩。初期，俄對華投資規(guī)模小且投資企業(yè)資本量低[1]。俄羅斯對華投資的方式可分為獨資、合資、合作等三種投資方式[2]。初期，俄羅斯企業(yè)對我國的投資項目多是單個小規(guī)模項目，多半采用獨資投資方式。當(dāng)時的投資并不太成熟，一些中小型企業(yè)為了保護自己的技術(shù)和產(chǎn)權(quán)會選擇獨資投資方式。后來，隨著俄對我國投資規(guī)模的擴大以及對我國投資環(huán)境的深入了解，俄羅斯企業(yè)更傾向于合資的投資方式，這樣可以使企業(yè)之間互相取長補短。

2.從投資產(chǎn)業(yè)看主要集中于制造業(yè)

俄羅斯對華直接投資主要集中于第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)[2]。從俄羅斯對華投資結(jié)構(gòu)看，其投資多是以中低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主，此階段并沒有為我國帶來先進(jìn)技術(shù)。所以，此階段的投資在技術(shù)密集型行業(yè)的投資比重較低，難以促進(jìn)我國國內(nèi)企業(yè)技術(shù)的進(jìn)步和生產(chǎn)效率的提高。俄對華投資初期，俄羅斯中小型企業(yè)主要是利用我國勞動力成本低廉的優(yōu)勢進(jìn)行勞動密集型產(chǎn)業(yè)的投資。但2001年11月我國加入WTO后，我國對外封閉的領(lǐng)域和地域逐漸減小，使得俄對華投資額進(jìn)一步提高。俄羅斯企業(yè)起初想利用我國勞動力價格低廉的優(yōu)勢來加工其產(chǎn)品，但由于我國的對外開放和俄羅斯的技術(shù)進(jìn)步使得俄羅斯大中型企業(yè)開始投資于我國的技術(shù)密集型企業(yè)。所以，盡管此時俄對華投資還是以第二產(chǎn)業(yè)為主，但比重有下降的趨勢。相反，在科技研究、信息咨詢服務(wù)等方面的投資比重卻在不斷上升。這說明俄資逐漸轉(zhuǎn)向我國的服務(wù)業(yè)。近幾年來，在科學(xué)研究、技術(shù)實力和中俄科技合作等方面，俄資的進(jìn)入呈現(xiàn)日趨加快的特點。

3.從投資地域看，俄羅斯對華投資范圍逐漸擴大

兩國投資合作初期，俄羅斯對華投資額不斷增加，但是這種盛況并沒有維持多久。俄對華直接投資地域主要分布在兩國資源能夠互補且地理位置顯著的東北地區(qū)和北部沿海地區(qū)[2]。在兩國進(jìn)一步確認(rèn)全面戰(zhàn)略合作伙伴關(guān)系和兩國經(jīng)貿(mào)發(fā)展不斷深化的基礎(chǔ)上，中俄兩國投資合作關(guān)系進(jìn)一步提升，使得俄羅斯對華直接投資的地域逐漸擴大。俄對華投資地域逐漸擴大至我國東部沿海地區(qū)和南部沿海地區(qū)[3]。東部沿海地區(qū)在科技、文化、經(jīng)濟等方面都占據(jù)一定的優(yōu)勢，故俄羅斯企業(yè)在東部沿海地區(qū)的投資比重較大。

(二)俄羅斯對華投資現(xiàn)狀分析

俄羅斯對我國的直接投資始于1992年，1993年投資額達(dá)4 194萬美圓。自1996年兩國建立全面戰(zhàn)略協(xié)作合作伙伴關(guān)系后，兩國的經(jīng)貿(mào)合作步伐繼續(xù)加快，但對兩國的投資合作一直沒有產(chǎn)生太大的影響，俄對我國直接投資額還處于緩慢發(fā)展的狀態(tài)。我國1997年～2015年直接利用俄資額及實際使用外資額如表1所示。

表1 1997年～2015年俄資對華直接投資狀況表(單位：億美圓)

(續(xù)表)

年份實際利用俄資金額實際使用外商投資額俄資占全部外資比例20080．60923．950．0649%20090．32900．330．0355%20100．351057．350．0331%20110．311160．110．0267%20120．231117．160．0206%20130．221175．860．0187%20140．411195．620．0343%20150．131262．670．0103%

數(shù)據(jù)來源： 1998年～2016年《中國統(tǒng)計年鑒》.

由表1可以看出俄羅斯1997年～2015年對我國的直接投資狀況以及俄資在我國利用外資數(shù)額中的份額，從中不難發(fā)現(xiàn)俄羅斯對華直接投資額在我國實際利用外商投資額中的比例極低，這說明俄對華投資規(guī)模較小，需要重視吸引俄對華的投資。1997年～2015年俄對華投資額變化如圖1所示。

數(shù)據(jù)來源： 1998年～2016年《中國統(tǒng)計年鑒》.圖1 1997年～2015年俄對華投資額(單位：億美圓)

由圖1可以看出中俄建立全面戰(zhàn)略合作伙伴關(guān)系后俄羅斯近20年來對我國的直接投資額的變化趨勢，也能看出中國加入WTO后俄對華投資額迅速增長，其中，2014年俄羅斯對華直接投資額為4 088萬美圓，同比增長了45.99%。但2015年俄對華投資額減少為1 312萬美圓。

表1和圖1都顯示出兩個時間段俄對華投資額有所下降，尤其在2008年之后明顯下降。1998年爆發(fā)的亞洲金融危機給各亞洲國家?guī)砹私?jīng)濟危機，中俄不論在投資合作方面還是貿(mào)易合作方面都受到影響。2000年，俄對華投資額約為0.16億美圓，同比降低了20%。2008年的美國次貸危機以及全球金融危機造成俄對華投資額急速下降，直到2014年才有所上升。起初，俄對華投資是看重我國的勞動力成本低廉的優(yōu)勢，但在2008年后，隨著我國吸引外資力度的加大、外商投資企業(yè)的增多使得我國的勞動力成本提升，直接導(dǎo)致了俄對華投資額的減少。目前，俄羅斯是我國一個非常重要的鄰國，兩國的政治互信在不斷地加深，兩國經(jīng)貿(mào)合作在不斷地加強，兩國人員往來也越來越多。兩國全面戰(zhàn)略協(xié)作伙伴關(guān)系的確立為兩國未來更好的發(fā)展奠定了堅實的基礎(chǔ)[3]。

二、中俄貿(mào)易的現(xiàn)狀

(一)中俄貿(mào)易發(fā)展迅速且貿(mào)易總額不斷增加

俄羅斯是我國的一個非常重要的鄰國和全面戰(zhàn)略協(xié)作伙伴，兩國的政治互信在不斷地加深，兩國經(jīng)貿(mào)合作在不斷地加強[4]。中俄兩國貿(mào)易額從1997年的61.24億美圓增加至2015年的680.16億美圓，增長了約10倍。1997年～2015年兩國變化概況如圖2所示。

數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計官網(wǎng)和1997年～2015年《中國統(tǒng)計年鑒》.圖2 1997年～2015年中俄兩國貿(mào)易狀況

由圖2顯示的變化趨勢可以看出：2008年～2009年貿(mào)易額有所下降，從569.09億美圓下降為387.52億美圓，其他年份的數(shù)額仍保持增長趨勢。其原因在于2008年全球性金融危機的發(fā)生影響了2009年兩國貿(mào)易，使得2009年中國對俄的進(jìn)出口額略微下降。但在2009年危機過后，兩國貿(mào)易有所增加，尤為高興的是在俄羅斯入世后，2014年兩國的進(jìn)出口貿(mào)易額分別增長為415.94億美圓和536.77億美圓，可以看出在金融危機發(fā)生后兩國的貿(mào)易額增長尤為顯著。

(二)中國對俄羅斯貿(mào)易從逆差趨于平衡

從圖2可以看出，中俄貿(mào)易發(fā)展從1992年至今都是良好的，且多種數(shù)據(jù)顯示中國一直維持著自己是俄羅斯重要貿(mào)易合作伙伴的地位，俄羅斯也是我國重要的貿(mào)易合作伙伴和吸引外資國[5]。但在1992年后，兩國貿(mào)易卻是不平衡的，直至2007年才有所改變。兩國貿(mào)易主要以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主，中國對俄羅斯的出口以初級產(chǎn)品和低附加值產(chǎn)品等為主，而俄羅斯對中國的出口多是以資源產(chǎn)品為主，造成兩國貿(mào)易結(jié)構(gòu)失衡、中國對俄羅斯的貿(mào)易出現(xiàn)逆差。中國對俄羅斯的出口額小于進(jìn)口額將導(dǎo)致外匯的流出，進(jìn)而影響人民幣匯率的變動，可能影響我國的國際貿(mào)易發(fā)展。隨著兩國經(jīng)濟的不斷發(fā)展和貿(mào)易合作關(guān)系日益加深以及投資規(guī)模的擴大，兩國的貿(mào)易差額現(xiàn)象有所改善，其增加了兩國相互貿(mào)易額度及依賴度，進(jìn)而影響兩國貿(mào)易的緊密度。2012年俄羅斯入世后，中俄兩國貿(mào)易趨于貿(mào)易平衡狀態(tài)，2015年中俄貿(mào)易差額僅為14.98億美圓。據(jù)目前兩國總體的貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀看，中俄兩國未來的發(fā)展前景仍是可觀的。俄羅斯作為能源大國，我國非常重視與俄羅斯在這方面的合作，并在能源合作方面與其建立了長期戰(zhàn)略合作關(guān)系[6]。

三、俄對華投資與中俄進(jìn)出口關(guān)系的實證分析

(一)實證方法說明與相關(guān)數(shù)據(jù)的來源

本研究從定量角度分析俄羅斯對中國的投資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額的關(guān)系。筆者選用了Eviews7.2分析工具并運用時間序列計量經(jīng)濟模型對其進(jìn)行實證分析[7]，采用ADF單位根檢驗各時間序列的平穩(wěn)性、用協(xié)整檢驗來驗證相關(guān)時間序列是否具有長期均衡的關(guān)系、用誤差修正模型檢驗變量的短期關(guān)系等。

由于研究的對象是俄對華投資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系并且短期間的數(shù)據(jù)無法有效地顯示出這種關(guān)系。如果選取短期間內(nèi)的數(shù)據(jù)對其進(jìn)行分析可能會影響這種關(guān)系的研究結(jié)果。故筆者選用的原始數(shù)據(jù)為1997年～2015年的年度數(shù)據(jù)，且數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)。選取的變量為俄對華實際投資額(FDI)，我國對俄進(jìn)口貿(mào)易額(IM)，我國對俄出口貿(mào)易額(EX)，以及我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。

(二)平穩(wěn)性檢驗

由于采用時間序列模型進(jìn)行分析時可能存在異方差，故筆者在不改變協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上選用對數(shù)變換方法對各個變量數(shù)據(jù)進(jìn)行轉(zhuǎn)換以消除異方差的存在。

對EX、FDI、IM和GDP等進(jìn)行自然對數(shù)變換將其變?yōu)閘nEX、lnFDI、InIM和lnGDP，其各變量之間的相關(guān)系數(shù)如表2 所示。

表2 各變量之間的相關(guān)系數(shù)

由表2可以看出，lnEX、lnFDI、InIM和lnGDP各變量之間都存在不同程度的相關(guān)性且相關(guān)性顯著，所以以它們?yōu)榻忉屪兞亢捅唤忉屪兞渴欠弦蟮?，并且可以選用線性模型來詮釋它們的關(guān)系[8]。1997年～2015年lnEX、InIM、lnGDP和lnFDI發(fā)展動向圖如圖3所示。

圖3 1997年～2015年lnEX、lnIM、lnGDP和lnFDI發(fā)展動向圖

由圖3可以看出：lnEX、lnFDI、InIM和lnGDP的發(fā)展變化趨勢，變化方向大致呈現(xiàn)出上升的相似趨勢，故可以簡單判斷該時間序列是非平穩(wěn)的。

為了防止虛假回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，一般情況下對宏觀數(shù)據(jù)時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗都是采用ADF檢驗[7]。用ADF單位根檢驗方法對各時間序列進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果如表3所示。

表3 時間序列的單位根檢驗表

從表3檢驗的結(jié)果可知：lnEX、InIM、lnGDP和lnFDI的原始數(shù)據(jù)的統(tǒng)計值都未能小于1%的臨界值，故沒有通過單位根的檢驗，可以得出這4組時間序列原始數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的結(jié)論。但對這4組數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分后進(jìn)行單位根檢驗結(jié)果顯示：DlnEX、DlnIM、DlnFDI的統(tǒng)計值均小于5%顯著水平下的臨界值，故可得出這4組序列的一階差分序列平穩(wěn)的結(jié)論。這說明lnEX、lnIM、lnFDI是一階單整序列，滿足協(xié)整分析的前提條件[9]。

(三)協(xié)整檢驗

由協(xié)整檢驗定義可知，各數(shù)據(jù)變量的時間序列即使是同階單整序列，但它們的線性組合序列未必存在平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，所以就需要對它們進(jìn)行協(xié)整分析。筆者采用常用的EG兩步法來對其進(jìn)行檢驗[6]，分別建立lnEX與lnFDI和lnIM與lnFDI的回歸模型，運用OLS回歸方法對該模型進(jìn)行多元回歸，可得下述的模型。

1.俄資與中對俄出口額的協(xié)整檢驗

通過Eviews7.2分析工具得到俄資與中對俄出口額關(guān)系的多元回歸方程為

lnEX=0.426 6lnFDI+1.601 3lnGDP-

14.507 9+εt。

(1)

2.俄資與中對俄進(jìn)口額的協(xié)整檢驗

通過Eviews7.2軟件可得俄資與中對俄進(jìn)口額的回歸方程為

lnIM=0.313 0lnFDI+1.073 0lnGDP-

7.973 3+πt。

(2)

3.殘差序列的單位根檢驗

對于殘差的檢驗依然可以選用ADF檢驗方法，首先在工具中生成Genr:e=resid，然后對殘差序列進(jìn)行ADF檢驗。其殘差εt，πt的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 殘差εt、πt平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表4顯示：殘差εt、πt的ADF統(tǒng)計值均小于5%水平下的臨界值，說明這兩個殘差序列是平穩(wěn)的且不存在單位根，即俄對華投資額與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

(四)誤差修正模型的建立

盡管上述協(xié)整檢驗結(jié)果說明俄資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額存在長期的均衡關(guān)系，但是短期內(nèi)是否會保持這種穩(wěn)定的關(guān)系卻未可知。對于任何一組同階差分序列在短期內(nèi)都可以通過誤差修正調(diào)節(jié)使偏離長期均衡狀態(tài)的拉回到平衡關(guān)系[10]。

下面用OLS方法估計其參數(shù)，筆者選用了誤差修正模型中的檢驗方法對其進(jìn)行檢驗，最終得到誤差修正模型結(jié)果如下

DlnEX=0.267 0DlnFDI+5.782 1DlnGDP-

0.696 5βt-1-0.520 1，

(3)

DlnIM=0.133 0DlnFDI+2.337 3DlnGDP-

0.460 1πt-1-0.156 3。

(4)

(五)格蘭杰因果檢驗

上述協(xié)整檢驗結(jié)果說明俄資與中國對俄進(jìn)出口貿(mào)易額具有長期均衡關(guān)系，然而卻不知它們是否具有因果關(guān)系，這就需要對其進(jìn)行檢驗。檢驗變量間是否具有因果關(guān)系的一個重要方法是Granger檢驗。其格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果如表5所示。

表5 Granger因果檢驗結(jié)果

表5是對變量進(jìn)行滯后三期的檢驗結(jié)果。首先，從長期來看，lnFDI與lnEX之間存在單向的因果關(guān)系，但不論是短期還是長期lnEX與lnFDI都不存在因果關(guān)系；其次，不論是短期還是長期lnIM與lnFDI都不存在因果關(guān)系，但從長期看，lnIM是lnFDI的格蘭杰原因。即結(jié)論是：俄羅斯對華投資能引起中國對俄的出口但中國對俄的出口不能促進(jìn)俄對華的投資。俄對華投資雖不能引起中國對俄的進(jìn)口，相反，長期來說，中國對俄的進(jìn)口能促進(jìn)俄對華投資[3]。

五、實證結(jié)果分析與政策建議

(一)實證結(jié)論分析

筆者運用計量經(jīng)濟時間序列對俄資與中俄進(jìn)出口的關(guān)系進(jìn)行實證分析，其結(jié)果表明：俄資與我國對俄進(jìn)出口貿(mào)易額之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由于筆者在這里并沒有考慮可能存在的其他影響因素，所以該分析模型可能存在一定的誤差，但是實證結(jié)果并沒有顯示出較大的誤差。因此，根據(jù)實證結(jié)果得出下述結(jié)論。

① 從回歸結(jié)果看，各組模型的殘差均通過單位根的檢驗，這說明俄對華直接投資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易之間存在著長期均衡關(guān)系，并且回歸方程顯示俄資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額均具有正向的促進(jìn)作用。兩組回歸方程中出口貿(mào)易額的系數(shù)為0.426 6，進(jìn)口貿(mào)易額系數(shù)為0.313 0，說明俄資每變動一個百分比就會分別增加約0.43%的出口及約0.31%的進(jìn)口，即俄羅斯對華直接投資推動了中國對俄羅斯的出口和進(jìn)口。這符合小島清的投資與貿(mào)易互補理論，即FDI可以在母國和東道國之間創(chuàng)造新貿(mào)易機會，使貿(mào)易在更大的規(guī)模上進(jìn)行[9]。同時，根據(jù)回歸結(jié)果也能發(fā)現(xiàn)：中國的經(jīng)濟增長GDP與FDI一樣能夠促進(jìn)我國對俄羅斯的進(jìn)出口，因為經(jīng)濟增長代表著一個國家的發(fā)展?fàn)顩r，如果我國經(jīng)濟得到快速發(fā)展必定會帶動我國的進(jìn)出口貿(mào)易。

② 對回歸方程進(jìn)行誤差修正調(diào)整后得到方程(3)和方程(4)。從俄資與我國對俄出口額關(guān)系的誤差修正模型看，俄資每增加1%，中對俄出口約增加0.27%，這個增長率明顯小于在長期均衡狀態(tài)下的水平。從俄資與中俄進(jìn)口關(guān)系的誤差修正模型看，俄資每增加1%，中對俄進(jìn)口額約增加13%，小于長期均衡水平下的增長率。實際上，誤差修正模型可以把短期內(nèi)不均衡的狀態(tài)反向調(diào)整成長期均衡狀態(tài)下的均衡水平。俄資與中對俄出口貿(mào)易額的關(guān)系由短期偏向長期均衡調(diào)整糾正速度為69.65%。同樣的進(jìn)口與我國經(jīng)濟增長關(guān)系會以40.01%的比率將非均衡狀態(tài)拉回到均衡水平[11]。由此可以看出，此調(diào)整速度很快能及時對其做出反應(yīng)，更驗證了俄對華的投資與中國對俄進(jìn)出口關(guān)系的長期均衡關(guān)系。

③ 從格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果來看，在顯著水平上，俄對華投資額與中對俄出口貿(mào)易額之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，且中國對俄羅斯的進(jìn)口可以帶動俄羅斯對華的投資，兩者也存在單向的因果關(guān)系[9]。這種現(xiàn)象的存在可能是源于中俄投資規(guī)模小和貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一以及投資產(chǎn)業(yè)過于狹隘。俄羅斯對華的直接投資為了滿足俄羅斯國內(nèi)市場的需要，在華投資后的產(chǎn)品再返銷俄羅斯就促進(jìn)了我國對俄羅斯的出口。

(二)政策建議

筆者選取時間序列模型對俄資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額關(guān)系進(jìn)行了實證分析研究。結(jié)果表明：俄資與中國對俄的進(jìn)出口均有正向的、長期穩(wěn)定的互補作用，且俄對華的直接投資能促進(jìn)我國對俄的出口，我國對俄羅斯的進(jìn)口能帶動俄羅斯對華的投資。但從前面的理論分析中可以看出：中俄投資規(guī)模較小且投資產(chǎn)業(yè)和投資領(lǐng)域較小。這對于兩國的貿(mào)易發(fā)展會有一定的限制。筆者現(xiàn)根據(jù)前述的理論分析與實證研究的結(jié)果提出以下建議，以穩(wěn)定兩國貿(mào)易的平衡發(fā)展和促進(jìn)兩國的投資貿(mào)易合作。

1.優(yōu)化兩國投資產(chǎn)業(yè)分布和投資領(lǐng)域的合作

從俄對華投資的產(chǎn)業(yè)分布來看，其投資主要還是在第二產(chǎn)業(yè)，對第三產(chǎn)業(yè)的投資比重較小。這是因為，起初俄羅斯看重的是中國是個人口大國，勞動力價格低廉，俄羅斯可以利用此優(yōu)勢對他們的競爭劣勢進(jìn)行彌補。但隨著我國市場的開放以及我國國際地位的提升和經(jīng)濟的迅速發(fā)展，導(dǎo)致我國的勞動力價格提高，會讓一些俄羅斯外資企業(yè)降低對我國的直接投資[12]。所以，為了避免俄資的減少，中國應(yīng)該讓俄羅斯外資企業(yè)看到我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展優(yōu)勢，引導(dǎo)他們對服務(wù)業(yè)、金融業(yè)等進(jìn)行投資，這也會改善俄羅斯企業(yè)對中國的投資結(jié)構(gòu)。目前，俄羅斯市場上消費者對于第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的需求還是強烈的，所以，我國應(yīng)該鼓勵第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品對俄羅斯的出口，加強與俄羅斯在第三產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的合作發(fā)展。同時，俄羅斯外資企業(yè)應(yīng)轉(zhuǎn)移投資領(lǐng)域，從勞動密集型行業(yè)轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型行業(yè)。中國應(yīng)積極引進(jìn)俄羅斯的高端技術(shù)和優(yōu)質(zhì)人才，提升本國的高科技產(chǎn)品的生產(chǎn)能力和科技創(chuàng)新能力。中國要加強科研環(huán)境的建設(shè)，給俄羅斯企業(yè)投資領(lǐng)域的轉(zhuǎn)移提供一個良好的投資平臺，進(jìn)而使兩國投資貿(mào)易一體化水平得到提升。

2.高度重視能源項目合作發(fā)揮互補性作用

中俄兩國地理位置比較接近，俄羅斯是一個能源大國，石油、天然氣等儲量位居世界前列，而我國是一個能源較為缺乏的國家，卻是一個加工強國，我國應(yīng)該高度重視與俄羅斯的能源合作使兩國得以互補。中國作為石油消耗大國，俄羅斯向中國供應(yīng)石油、天然氣等以起到互補作用。中俄兩國還應(yīng)該高度重視能源開發(fā)技術(shù)的研究。目前，我國與俄羅斯建立了全面戰(zhàn)略協(xié)作關(guān)系，兩國能源領(lǐng)域戰(zhàn)略性大項目合作的發(fā)展前景尤為可觀。隨著中國和俄羅斯雙邊貿(mào)易的不斷擴大以及中俄投資合作關(guān)系的發(fā)展，其互補的合作關(guān)系會日益深入，前景可觀。

3.積極建設(shè)中俄自由貿(mào)易區(qū)以促進(jìn)中俄投資

由上述的實證結(jié)論可知：俄對華投資與中俄進(jìn)出口貿(mào)易額存在互補關(guān)系。在中俄貿(mào)易投資一體化的基礎(chǔ)上，要力爭使俄對華投資水平追上中俄貿(mào)易發(fā)展步伐，在此過程中，中俄自由貿(mào)易區(qū)的建立必定起到推動作用。自貿(mào)區(qū)的建立會采取降稅、減少非關(guān)稅壁壘等措施，這將擴大投資領(lǐng)域和貿(mào)易領(lǐng)域，從而使兩國投資貿(mào)易更加方便。同時，也可以借此機會制定相關(guān)行業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略部署，并對有關(guān)企業(yè)進(jìn)行調(diào)整。我國企業(yè)應(yīng)該加速產(chǎn)品升級和企業(yè)的轉(zhuǎn)型、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，利用國外的先進(jìn)技術(shù)不斷開拓兩國之間的合作范圍和領(lǐng)域，從而促進(jìn)自身的發(fā)展、提高自身的競爭力以吸引外資[13]。2015年，我國對俄羅斯的投資為29.61億美圓，而俄對華的投資為0.13億美圓。由此可以看出兩國的相互投資額的差距。為了保持兩國的重要合作伙伴關(guān)系，我國應(yīng)重視引進(jìn)俄羅斯的投資，這有利于維護兩國的貿(mào)易伙伴關(guān)系。因此，建議兩國應(yīng)該積極推進(jìn)自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)，以促進(jìn)兩國更深入的投資合作，達(dá)到雙贏的目的。

六、結(jié) 語

本研究的理論和實證分析結(jié)果顯示：俄羅斯對華直接投資能促進(jìn)中國對俄羅斯的進(jìn)出口貿(mào)易，具體表現(xiàn)為現(xiàn)階段兩國貿(mào)易規(guī)模的不斷擴大。我國應(yīng)積極鼓勵吸收俄羅斯對華的直接投資，進(jìn)而促進(jìn)兩國貿(mào)易的長期穩(wěn)定發(fā)展。從對協(xié)整檢驗中的誤差模型的研究結(jié)果可以看出：中國對俄羅斯的進(jìn)出口額存在的差異與中俄貿(mào)易領(lǐng)域較窄且投資規(guī)模較小相關(guān)：一方面，中國作為俄羅斯重要的貿(mào)易合作伙伴，彼此的貿(mào)易互補性依賴程度大；另一方面，又存在貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一及貿(mào)易中存在矛盾等問題[14]。最后，針對這些問題的解決提出了一些建議。如改變我國的投資環(huán)境以吸引俄資、我國支持國內(nèi)企業(yè)“走出去”、積極對俄投資促進(jìn)出口、推動中俄自由貿(mào)易區(qū)建立以促進(jìn)中俄投資貿(mào)易的發(fā)展等。

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(責(zé)任編輯 楊耕文)

An Empirical Analysis of Relations Between Russian Capital Investment in China and Import and Export of the Two Countries

LI Xiaohui, GAO Qian

(School of Economics, Anhui University, Hefei 230601, China)

The economic and trade development between China and Russia, China′s very important overall strategic partner, has expanded steadily in recent years and the bilateral investments have increased constantly. However, compared with the import and export trade scale between the two countries, Russia′s direct investment in China is slow and lags behind. In order to maintain Sino-Russian everlasting and close relationship and uncourageously upgrade the mutual import and export trade, the article makes an in-depth analysis of the relationship between Russian investment in China and China′s import and export trade volume in Russia. Using 1997-2015 economic variable data as the sample to conduct a co-integrating test, and applying Granger causality test and other measuring methods, the article analyzes the relationship between Russia′s investment in China and the volume of Sino-Russian import and export trade, and has reached the conclusion that there is a positive co-integrating relationship between them, and further more, the Russia′s investment in China can revive China′s exports to Russia and China′s imports from Russia can promote Russia′s investment in China. Finally, some suggestions are given according to the empirical results of the theoretical analysis.

import and export; foreign direct investment; unit root test; co-integration test

2017-03-20

李曉慧(1993-)女，安徽亳州人，在讀碩士，主要從事國際貿(mào)易研究. 高 茜(1964-)女，江蘇南京人，教授，碩士生導(dǎo)師，主要從事國際商務(wù)研究.

10.3969/j.issn.1674-5035.2017.03.005

F224.0

A

1674-5035(2017)03-0019-07