杜雨旸，許 靜

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 統(tǒng)計學院，北京 100029)

1 引 言

2015年中國對外直接投資(簡稱OFDI)流量創(chuàng)下歷史新高，成為全球第二大投資國，首次實現(xiàn)資本凈輸出；2016年我國對境外企業(yè)的非金融類直接投資達到約1701億美元，同比增長超過40%，獲得了令人矚目的成就。與此同時，中國對外貿(mào)易的規(guī)模也相當龐大，中國已連續(xù)三年成為全球貨物貿(mào)易的第一大出口國和第二大進口國。

在中國對外直接投資和進出口規(guī)模飛速發(fā)展，且對全球經(jīng)濟日趨重要的背景下，中國對外投資和進出口貿(mào)易的關系成為理論和實證研究的熱點。與此同時，中國在對外投資和貿(mào)易領域發(fā)生了許多影響深遠的重要事件，使得它們之間的關系在不同階段很可能發(fā)生結構性的變化。本文采用變結構協(xié)整模型對1982—2015年中國進出口額和對外直接投資關系的結構變點進行實證研究，從序列結構變化的角度對投資與貿(mào)易的關系進行分析，深入解析中國進出口額分別和對外直接投資關系的變動規(guī)律和成因，進一步論證相關政策的實施效果。

2 研究現(xiàn)狀

投資和貿(mào)易的相互關系主要分為替代關系和互補關系。Dunning[1]提出的國際生產(chǎn)折衷理論認為，在存在區(qū)位優(yōu)勢和所有權優(yōu)勢的前提下，公司的海外投資對母國的出口為替代效應，而Kojima[2]的邊際產(chǎn)業(yè)理論表明，當母國投資處于比較劣勢的部門時，可對出口產(chǎn)生促進作用，Helpman和Krugman[3]則證明在要素稟賦不對稱的情況下，垂直型投資可帶動母國的出口。

國內(nèi)研究該領域的學者張如慶使用協(xié)整模型和誤差修正模型[4]得出了中國對外直接投資與出口存在長期均衡關系，且兩者為互補效應，譚亮和萬麗娟[5]還發(fā)現(xiàn)兩者短期的相互作用表現(xiàn)為替代效應。項本武[6]采用與中國存在貿(mào)易投資往來的各國面板數(shù)據(jù)，研究認為中國對外直接投資從長期來看對出口有拉動作用，但對進口的作用和短期貿(mào)易效應方面的結論則不一致，中國對外直接投資的貿(mào)易效應隨國家的經(jīng)濟發(fā)展狀況和資源稟賦有差異。

雖然國內(nèi)已有許多對投資和貿(mào)易的協(xié)整關系進行的實證研究，但尚未有研究考慮到變點對協(xié)整關系的影響。變結構協(xié)整檢驗是Gregory和Hansen[7]將單變量變點檢驗加以延伸提出來的。張曉進[8]詳細討論了協(xié)整結構變化理論，并用結構突變檢驗對GDP增長率和PDI增長率進行了實證研究，劉長水[9]發(fā)現(xiàn)了人民幣匯率與CPI的協(xié)整關系的變點，李楠等[10]研究了房地產(chǎn)投資和GDP的協(xié)整關系的變點問題等。

3 變結構協(xié)整模型

Engle和Granger[11]提出了長期均衡關系模型：

y1t=μ+αTy2t+et,t=1,2,…,n.

(1)

其中,y1t為實值變量，y2t為m維向量，μ和α分別為回歸方程的常數(shù)項和自變量的系數(shù)向量，et為殘差。當{y1t}和{y2t}滿足同階單整且et平穩(wěn)時，稱{y1t}和{y2t}是協(xié)整的。如果在某個時間點上長期均衡關系突然發(fā)生變化，達到一個新的均衡關系，式(1)顯然不能反映這種情況，會產(chǎn)生模型偏差甚至無法發(fā)現(xiàn)協(xié)整關系。因此，為更準確地刻畫時間序列的協(xié)整關系，需將序列的突變納入模型。

Gregory和Hansen[7]根據(jù)不同結構變化將檢驗模型分為水平漂移(Level Shift)，帶趨勢項的水平漂移(Level Shift with Trend)和水平漂移及斜率變化(Regime Shift)三種模型。原假設和備擇假設如下：

H0:無協(xié)整關系；

H1:存在水平漂移和/或斜率變化的協(xié)整關系。

其中，τ(0,1)表示變點在時間序列中所處的相對位置，[ ]為取整符號。三種變結構協(xié)整模型如下：

Model C(水平漂移)：y1t=μ1+μ2φtτ+αTy2t+et,t=1,2,…,n.

Model C/T(帶趨勢項的水平漂移)：y1t=μ1+μ2φtτ+βt+αTy2t+et,t=1,2,…,n.

在模型C/S中，μ1和α1分別表示序列發(fā)生結構變化前的截距項和y2t的系數(shù)，μ2和α2分別表示變化前后截距項和系數(shù)的改變量。

4 中國進出口額與對外直接投資額的變結構協(xié)整分析

4.1 研究對象

中國對外直接投資(OFDI)數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展委員會(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫，出口總額(EX)和進口總額(IM)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，均選取1982—2015年的年度數(shù)據(jù)。在1982—2015年，OFDI、EX和IM都增長了多個數(shù)量級，尤其是OFDI，從一開始的4400萬美元增長到了近1276億美元。

4.2 全樣本協(xié)整檢驗

首先在不考慮變點的情況下進行常規(guī)的協(xié)整檢驗。對OFDI、EX、IM取對數(shù)，分別記為lnOFDI、lnEX、lnIM，經(jīng)檢驗lnOFDI、lnEX、lnIM都是一階單整。分別以lnEX和lnIM為因變量，均以lnOFDI為自變量，考慮兩對變量，即lnEX—lnOFDI和lnIM—lnOFDI的協(xié)整檢驗。兩個回歸模型的OLS估計結果如下：

lnEXt= 6.693678 + 0.684006lnOFDIt

(2)

lnIMt= 6.911592 + 0.648937lnOFDIt

(3)

上述式(2)和式(3)的常數(shù)項和系數(shù)均在1%水平下顯著。對lnEX—lnOFDI和lnIM—lnOFDI的回歸殘差進行平穩(wěn)性檢驗，t值都沒有達到10%顯著，但較為接近臨界值，因此每對變量的關系接近協(xié)整，但不符合協(xié)整，可能是由于序列的結構變化對長期均衡關系產(chǎn)生了影響。

4.3 結構變點檢測

4.3.1 變結構協(xié)整檢驗

表1 lnEX—lnOFDI變結構協(xié)整檢驗結果

注：**為5%的水平下顯著，*為10%的水平下顯著。

表2 lnIM—lnOFDI變結構協(xié)整檢驗結果

注：**為5%的水平下顯著，*為10%的水平下顯著。

lnEX—lnOFDI變結構協(xié)整方程為：

(4)

各系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著。

lnIM—lnOFDI變結構協(xié)整方程為：

(5)

T為趨勢項，各系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著。

4.3.2 分段協(xié)整檢驗

將lnEX—lnOFDI序列分為1982—1994年和1995—2015年兩段，lnIM—lnOFDI序列分為1982—2000年和2001—2015年兩段。經(jīng)檢驗，各序列在每段時間內(nèi)都是一階單整的。下面再分段進行協(xié)整檢驗，OLS估計的殘差平穩(wěn)性檢驗結果如表3所示。

表3 兩段序列的殘差項平穩(wěn)性檢驗

注：*為10%的水平下顯著。

由表3可知，1995—2015年的lnEX和lnOFDI，以及2001—2015年的lnIM和lnOFDI均在10%的顯著性水平下協(xié)整，而其他兩段時間內(nèi)各自均不存在協(xié)整關系。這說明相比20世紀80年代至90年代前期，中國出口和進口與OFDI的長期均衡關系在后期較為穩(wěn)定。

5 結果分析與政策建議

5.1 結果分析

出口額與對外直接投資額關系的結構變點為1995年。1994年1月1日，中國實施重大外匯體制改革，人民幣的官方匯率一次性與市場匯率接軌，開始實行浮動匯率制，使得人民幣對美元匯率直接從5.8跌至8.7。變結構協(xié)整模型中出口額的水平漂移是由于匯率的驟然下降刺激了出口，從而使出口的整體水平迅速被拔高，產(chǎn)生了1995年的結構變點。

另外，1994年1月11日，國務院作出了《關于進一步深化對外貿(mào)易體制改革的決定》，推動中國經(jīng)濟適應世界經(jīng)濟規(guī)則，與世界經(jīng)濟接軌。在此基礎上，多項關稅大幅降低，改批匯制為銀行結售制，取消指令性計劃，企業(yè)獲得進出口經(jīng)營權等，以及中國進出口銀行、國家開發(fā)銀行和中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行的先后成立等，全面推動了中國對外貿(mào)易走上新的臺階。中國對外直接投資和出口貿(mào)易互補的長期均衡關系在1995年后才得以確立，是由于外貿(mào)體制改革帶動中國市場接軌世界經(jīng)濟，從而給予中國的對外投資和進出口更大的自由，促使兩者的相互關系可以更合理和更及時地進行調(diào)整。

進口額與對外直接投資額關系的結構變點為2001年。2001年，中國第十個五年計劃宣布實施“走出去”戰(zhàn)略。在該戰(zhàn)略的貫徹下，中國進一步在經(jīng)濟領域與國際展開積極合作，并取得了大量突出的成就。

2001年11月10日中國加入WTO，使得中國在制度和規(guī)范上與國際接軌。在“走出去”戰(zhàn)略和“入世”的對外開放機遇下，中國經(jīng)濟快速發(fā)展，從而更有效且穩(wěn)定地推動了進口貿(mào)易和對外直接投資的互補關系，使得長期均衡關系在2001年確立。此外，由于加入WTO促使貿(mào)易壁壘的降低，國外產(chǎn)品的進口大量增加，使中國進口貿(mào)易水平整體提高，很好地解釋了中國對外直接投資和進口貿(mào)易的長期均衡關系的水平漂移現(xiàn)象。

長期來看，出口與中國對外直接投資為較強的互補關系，兩者的長期均衡關系在1995年后較為穩(wěn)定，且互補性有所增強。短期來看，出口與中國對外直接投資為替代關系，除擴大與開拓市場外，中國制造業(yè)直接投資的另一目的是突破貿(mào)易障礙、規(guī)避貿(mào)易壁壘, 因此制成品無須出口，只要在東道國生產(chǎn)銷售，從而替代了母國同類產(chǎn)品的出口。此外，以降低運輸成本為目的的效率導向型投資也會替代部分出口。

長期來看，進口與中國對外直接投資為互補關系，且隨著時間的推移，進口增長很快，兩者的長期均衡關系在2001年后趨于穩(wěn)定，時間趨勢項的存在正是中國經(jīng)濟快速發(fā)展的體現(xiàn)。短期來看，進口與中國對外直接投資主要為互補關系。

5.2 政策建議

為進一步促進中國對外投資和進出口貿(mào)易健康快速發(fā)展，抓住機遇由貿(mào)易大國向投資大國轉變，提出以下政策建議。

5.2.1 繼續(xù)推動對外投資

中國的對外投資對出口貿(mào)易短期來看為替代關系，但考慮到其回報周期較長，再加上國內(nèi)的勞動力價格提高、貿(mào)易壁壘難以克服、部分資源短缺等因素，從長遠發(fā)展來看對進出口仍有明顯的帶動作用。

因此，我國企業(yè)應積極進行對外投資，政府及市場調(diào)控部門應協(xié)助排除企業(yè)“走出去”的各方阻礙，才能使我國對外投資獲得進一步發(fā)展。然而與此同時也應注意不能盲目投資，需注意防范風險，并在投資地點和方式的選擇上應契合自身發(fā)展。

5.2.2 提升對外投資對出口的創(chuàng)造效應

目前我國的對外投資雖對出口貿(mào)易有帶動作用，但該效應還不是很明顯，且影響過于滯后。一方面，可通過對投資結構的調(diào)整，促進對貿(mào)易的帶動作用；另一方面，近年來中小私營企業(yè)發(fā)展迅速，可成為對外投資的新生動力，這些企業(yè)靈活性高，更能緊跟世界經(jīng)濟步伐，快速做出決策，有利于幫助改進投資效應的滯后性，為中國對外投資注入新活力。