1、我国直接对外投资和出口贸易的关系实证分析摘 要：对外直接投资和出口贸易之间的关系一直是各国关注的焦点，本文选取了我国 1982 年到 2011 年对外直接投资和出口贸易的数据为样本，通过对这两种数据的协整分析，得出我国对外直接投资和出口贸易之间存在长期的均衡关系，提出适当引导企业对外投资行为，完善我国对外投资结构，加强政府的宏观指导和扶持作用等建议以促进我国对外直接投资和出口贸易的协调发展。 下载 关键词：对外直接投资 出口贸易 协整分析 一、对外直接投资和出口贸易的互动机制 一方面，在海外建立跨国子公司需要从母公司购买资本设备，原材料等；另一方面，子公司在国外经营过程中，在很长的一段时期需要
2、内从母国进口中间产品和零部件，从而对出口行成持续性的带动作用，尤其是在加工装配行业这一效应更加明显。无论是什么类型的对外直接投资都可能会对出口贸易行成促进作用。为开辟海外市场和出口服务为目的的市场导向型对外直接投资，可以通过在东道国建立贸易服务机构，建立国际销售网络等就可以促使本国的出口贸易增加。再来看资源导向型对外直接投资，资源的开采带动了本国相关开采设备和技术的出口，本国的中间产品需求增大，出口随之增加。技术导向型对外直接投资，利用他国先进的技术提高本国产品的技术含量和质量，降低生产成本，有利于提高本国产品在国际市场上的竞争力，增加出口。 对外直接投资也可能对出口造成替代作用。首先，无论是
3、为规避贸易壁垒或将国内市场相对饱和生产能力过剩的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资，还是为降低运输与生产成本进行效率导向型对外直接投资，生产基地转移到国外后，在东道国生产的产品将直接在当地销售或转到其他国家，从而代替母国同类产品的出口。东道国利用母国转移出去的技术设备，或者通过大量的模仿大量生产该产品，自给自足，不需要从母国进口甚至成为母国的竞争对手，出口到其他国家，从而影响母国该产品的出口。此外，国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。 二、我国对外直接投资和出口贸易的关系的实证分析 1.分析方法。在宏观经济中，许多经济指标都随机游走，特别是遇到突发性事件，波动更
4、加剧烈，但从长远来看，他们之间还是存在一定的联系，如出口贸易和对外直接投资。面对分析这类非平稳变量之间的数量关系，我们主要采用协整分析的方法。所谓的协整是指若两个或者两个以上非平稳的变量序列，他们某个线性组合后的序列呈平稳性。此时我们称这些变量序列间有协整关系存在。协整理论是 Engle 和 Granger 在 1978 年提出的。利用协整理论，不仅可以做出一个准确的判断，还能对所得结论的正确性进行检验。张应武（2007）在运用协整分析对我国对外直接投资和出口贸易的关系做了相关研究，并得到预期结论。可见，协整分析完全适用于本文的研究。 2.数据与变量。为减少因为统计误差，样本数据选自中国统计年
5、鉴。在已有的文献中大部分学者都是以 OFDI 直接作为解释变量来探讨 0FDI 对出口贸易的影响，蔡锐和刘泉（2004）认为， OFD I 在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在实质问题。本文用 EXP 代表出口，为了消除时间序列中的异方差性，我们对 EXP 和 OFDI 进行自然对数变换，分别用 LNEXP 和LNOFDI 表示自然对数的 EXP 和 OFDI。 3.实证分析过程。 （1）平稳性检验。大多数经济指标往往具有波动性，不利于直接研究。为了研究方便，减少数据的波动性，消除时间序列中存在的异方差，但并不改变变量原有的特征，所以通过对每个变量序列取自然对数，以达到预期效果。得到的新时间序
6、列变量分别记做 LNOFDI 和LNEXP。为进一步判断 LNOFDI 和 LNEXP 序列的平稳性，我们采用单位根检验法来进行验证。运算结果说明：序列 LNEXP 存在单位根，该时间序列不平稳，但对它一阶差分后，有单位根的概率只有 0.0001，小于 0.05，可以认为该系列一阶差分后基本平稳。同样，序列 LNOFDI 也存在单位根，该序列不平稳，对它进行一阶差分后，有单位根的概率只有 0.000，可以认为该系列一阶差分后基本平稳。 （2）格兰杰因果检验。变量 LNEXP 和 LNOFDI 都呈现不断上涨的趋势，且变动方向较为一致，这说明，他们之间存在很强的相关关系。LNOFDI 和LNEX
7、P 的相关系数为 0.9273，这说明两者之间存在着密切的正相关性， 相关性高达 93%。 我们已经确定两者之间存在很高的相关性，但还无法判定两变量之间引起变化的影响关系，因此需要借助格兰杰因果检验，来揭示中国对外直接投资与出口贸易之间的相互促进关系。运算序列 LNOFDI 和 LNEXP 的格兰因果检验结果如下表 1。 运算结果表明，EXP 不能够解释对外直接投资增长的概率达到 55.45%，而对外直接投资增长不能够解释出口贸易增长的概率只有 1.38%。因此我们认为，LNEXP 不是 LNOFDI 的解释因素，但是 LNOFDI 是 LNEXP 的解释因素。可以得出我国 EXP 的增长不是
8、 OFDI 增长的原因，但 OFDI 的增长是对 EXP增长的原因，我国的出口贸易与我国对外直接投资之间有单向的因果关系。（3）回归分析。 对 LNEXP 和 LNOFDI 的水平变量建立回归方程，进行 OLS 回归，回归结果如下： LNEXP =1.25LNOFDI-6.08 分析结果显示 R-squared 和 Adjusted R-squared 分别为 0.86 和 0.85，说明方程拟合良好，系数的 P 值均小于 0.05，拒绝系数为 0 的原假设。 （4）残差检验。仍然使用软件对协整回归的残差序列平稳性检验，运算结果如： 由结果检验得知，残差具有单位根的概率为 0.0344，属于平
9、稳序列，因此回归模型具有合理性。 三、结论分析 分析上述研究结果，我们得出以下结论： 1.我国对外直接投资和出口贸易之间的相关性高达 93%，这也很好的解释了对外直接投资和出口贸易的增长趋势基本一致。因此，在研究经济增长时，对外直接投资和出口贸易两者之间的互动关系也很有必要考虑进去。2.我国 EXP 的增长不是 OFDI 增长的原因，但 OFDI 的增长是 EXP 增长的原因，即我国的出口贸易与我国对外直接投资之间有单向的因果关系。 3.以上所有的数据验证了出得出我国对外直接投资和出口贸易两者有某种特定的微妙关系，LNEXP =1.25LNOFDI-6.08 即出对外投资每增加一个单位，对外投
10、资相应增加 1.25 个单位。可见对外直接投资的增长的确能带动我出口贸易的增长。 四、对外直接投资拉动出口贸易的建议和对策 1.适当引导企业对外投资行为。引导工业制造企业既坚持走出国门开展生产基地建设，通过持续不断的跨国直接投资转移到要素成本相对企业所在地更低的其他国家，以推动出口结构双向升级；鼓励具备跨国经 营条件的企业制定国际化发展战略，培育企业的国际竞争力。 2.加强政府的宏观指导和扶持作用。设立有关机构，对对外直接投资行为进行归口管理，协调对外直接投资行为。颁布相关的法律法规，规范对外直接投资行为。在综合考虑各种因素的基础上， 制定海外直接投资的中长期发展规划。在投资区位的选择上，将境
11、外投资的重点放在发展中国家，有针对性的开展对发达国家的投资；在行业选择上，以国内具有比较优势的行业作为对外的投资的重点， 突出资源导向型和出口导向型行业的发展。制订优惠政策，鼓励符合国家产业投向的对外直接投资行为。 3.培育企业的国际竞争力。中国企业只有提高国际竞争力， 才能更有效地开展对外贸易和海外投资。在制定国际化发展战略时， 企业应以扩大实力与规模、 保护自有知识产权、 注重引进和培养人才、 不断进行技术创新等手段来保持企业的创新与竞争优势， 以满足企业跨国经营的需求。 参考文献： Mundell， R. A.International Trade and FactorMobilityJ
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