時間：2023-06-15 17:17:50
序論：在您撰寫對外進(jìn)出口貿(mào)易時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清(1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析,指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性,依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的,那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知，CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(jìn)口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。
三、結(jié)論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(guān)系看，CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的,也是可行的。
（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。
從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā),政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對企業(yè)界而言，加入WT0后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。
參考文獻(xiàn)：
蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補的嗎?——基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實證分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(8).
齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).
邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).
小島清.1987.對外貿(mào)易論［M］.天津:南開大學(xué)出版社:437-442.
王亞平.2004.“十一五”期間中國經(jīng)濟(jì)參與國際分工趨勢展望［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考(49).
張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(3).
AGARWALJP.1986.Thirdworldmultionalsandbalanceofpaymentseffectsonhomecountries:acasestudyofIndia［M］//KHUSHIMK.MultinationalsfromtheSowth.London:Maemillan.
MUNDELLRA.1957.Internationaltradeandfactormobility［J］.AmericanEconomicReview,(6):321-335.
MARKUSONJR,JAMESRM.1983.Factormovementsandcommoditytradeascomplements［J］.JournalofInternationalEconomics,14:341-356.
關(guān)鍵詞：對外直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易；影響機制；面板格蘭杰因果檢驗
基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。
作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學(xué)跨國公司研究中心、南開大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事國際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；宋 平(1987-)，女，山東濟(jì)寧人，南開大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。
中圖分類號：F720 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-1096(2012)03-0065-05收稿日期：2011-09-07
一、問題的提出與文獻(xiàn)綜述
國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系一直是理論界關(guān)注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進(jìn)外資的步伐，規(guī)模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，在綜合國力增強、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發(fā)展，2010年我國對外直接投資首次達(dá)到680億美元，位居世界第五。在這一背景下，研究不斷發(fā)展擴大的對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易具有怎樣的影響、二者之間是替代還是互補關(guān)系、如何更好地利用對外直接投資促進(jìn)對外貿(mào)易發(fā)展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經(jīng)貿(mào)政策的制定具有現(xiàn)實借鑒意義。
Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿(mào)易間的關(guān)系，在要素稟賦理論模型框架下證明了二者是相互替代的。與此相反，Kojima（1978）的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論提出了國際直接投資與貿(mào)易的互補關(guān)系。目前多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，從理論上分析國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系不存在確定的結(jié)論，在不同的模型及前提假定下可能得到不同的結(jié)果。
與理論研究相類似，有關(guān)對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究也沒有統(tǒng)一的結(jié)論。國外有關(guān)對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實證文獻(xiàn)大多以發(fā)達(dá)國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。從研究結(jié)論看，主要有3類：一類支持替代關(guān)系，一類支持互補關(guān)系，還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定，但以驗證互補效應(yīng)的居多。在國內(nèi)的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論，運用零回歸方法的實證分析表明：中國對發(fā)達(dá)國家的直接投資對進(jìn)口有一定的促進(jìn)作用，但作用不大，與出口的關(guān)系則不顯著；中國對非發(fā)達(dá)國家的直接投資對進(jìn)口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法，認(rèn)為我國進(jìn)口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關(guān)系，對外直接投資不是進(jìn)出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，指出二者為互補關(guān)系，雖然后者認(rèn)為這一作用的程度極小。項本武（2009）運用面板協(xié)整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但二者對短期的效應(yīng)持不同觀點。
綜上所述，有關(guān)我國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對較少，并且結(jié)論并不一致。筆者就對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機制進(jìn)行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內(nèi)學(xué)者大多使用時間序列或截面數(shù)據(jù)，利用傳統(tǒng)的引力模型以及協(xié)整和誤差修正模型進(jìn)行分析，而筆者利用1993年~2009年中國對105個國家（地區(qū)）直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動態(tài)VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系。
二、對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機制
（一）對外直接投資對出口的影響
圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產(chǎn)建設(shè)時，一般需要從母公司購買資本設(shè)備、原材料等；另一方面，在國外子公司經(jīng)營過程中，可能在較長時期內(nèi)從母國進(jìn)口零部件和中間產(chǎn)品，從而對出口形成持續(xù)性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業(yè)這一效應(yīng)更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進(jìn)作用：以擴大和開辟海外市場、以為出口服務(wù)為目的的市場導(dǎo)向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區(qū)）設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機構(gòu)，構(gòu)筑國際市場營銷網(wǎng)絡(luò)可以促使出口增加；資源導(dǎo)向型對外直接投資帶動了開采所需設(shè)備和相關(guān)產(chǎn)品的出口，并且隨著母國進(jìn)口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資可以獲得反向技術(shù)溢出效應(yīng)，提高母國產(chǎn)品的技術(shù)含量和出口競爭力。
圖1 對外直接投資的出口促進(jìn)效應(yīng)
對外直接投資對出口既有促進(jìn)作用，也有替代作用。首先，無論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)鴥?nèi)生產(chǎn)能力過剩、市場相對飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外而進(jìn)行的市場導(dǎo)向型對外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運輸成本進(jìn)行效率導(dǎo)向型對外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國外后，在東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品將直接在當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷到其他國家，從而替代母國同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國企業(yè)利用技術(shù)擴散與模仿大量生產(chǎn)該產(chǎn)品，替代進(jìn)口甚至進(jìn)行出口，進(jìn)一步減少了母國的出口。此外，國外分支機構(gòu)在東道國的當(dāng)?shù)夭少徱矔娲竾虚g產(chǎn)品的出口。
圖2 對外直接投資的出口替代效應(yīng)
（二）對外直接投資對進(jìn)口的影響
與出口的情況相類似，對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模的影響也有兩方面：在進(jìn)口促進(jìn)作用方面，資源導(dǎo)向型對外直接投資以開發(fā)國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產(chǎn)品的進(jìn)口；效率導(dǎo)向型對外直接投資將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本更低的國家后，有可能將東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國以滿足國內(nèi)需求；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資在國外開發(fā)和生產(chǎn)出技術(shù)與知識密集型產(chǎn)品后，可能通過公司內(nèi)貿(mào)易等形式銷售給母國。在進(jìn)口替代作用方面，如果企業(yè)認(rèn)為通過直接投資在國外購買原材料進(jìn)行生產(chǎn)比進(jìn)口生產(chǎn)所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進(jìn)口；如果企業(yè)通過技術(shù)導(dǎo)向型投資代替通過高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口來獲取技術(shù)，就有可能減少母國部分高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口。
圖3 對外直接投資的進(jìn)口促進(jìn)與替代效應(yīng)
（三）中國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析
基于上述對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機制，可以就中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。
中國的對外直接投資起步于改革開放以后，早期投資的主要目的是為外貿(mào)服務(wù)，勞務(wù)工程承包也是當(dāng)時的主營項目。20世紀(jì)90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進(jìn)行對外投資，投資目的比較單純，經(jīng)營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，復(fù)雜的經(jīng)營方式開始出現(xiàn)。目前，中國對外直接投資“市場導(dǎo)向型”、“資源導(dǎo)向型”、“效率導(dǎo)向型”等投資動機都存在，但仍以市場尋求型投資動機為主。從對外直接投資的流向分布看，行業(yè)多元而聚集度較高，截至2010年末，我國對外直接投資覆蓋了國民經(jīng)濟(jì)所有行業(yè)類別，其中存量在100億美元以上的行業(yè)包括商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、交通運輸業(yè)和制造業(yè)，這6個行業(yè)占據(jù)我國對外直接投資存量總額的88.3%。④
由于在我國的對外直接投資中為商品貿(mào)易提供便利的服務(wù)類投資占比重最大，2010年流向租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及批發(fā)和零售業(yè)的投資超過50%，可以預(yù)計，我國對外直接投資對貿(mào)易特別是出口貿(mào)易應(yīng)有較強的促進(jìn)作用。此外，采礦業(yè)在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業(yè)的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進(jìn)口產(chǎn)生雙向的拉動作用。但是，我們也應(yīng)注意到，我國對外直接投資的動機與產(chǎn)業(yè)分布呈現(xiàn)多元化趨勢，制造業(yè)及其他行業(yè)多種動機的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進(jìn)口，產(chǎn)生正向和反向的貿(mào)易效應(yīng)。因此，難以從理論上就我國對外直接投資對貿(mào)易規(guī)模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)行實證檢驗。
三、中國對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析
（一）實證方法與模型設(shè)定
筆者應(yīng)用Hurlin等（2001）提出的固定系數(shù)面板格蘭杰因果檢驗方法來考察我國對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，這一方法是基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸（VAR）過程實現(xiàn)的。
為檢驗對外直接投資與出口的關(guān)系，建立如下面板向量自回歸模型。為了減少異方差和異常項對平穩(wěn)性的影響，模型中的變量均采用對數(shù)形式。
其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質(zhì)性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的i∈［1,N］，模型自回歸系數(shù)γ(k)和回歸系數(shù)β(k)i是不變的，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。
方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態(tài)面板，需要對其進(jìn)行差分估計。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進(jìn)行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計結(jié)果，對上述模型進(jìn)行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關(guān)系。
其中，imp為我國的進(jìn)口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進(jìn)口的影響，方程（4）考察進(jìn)口對對外直接投資的影響，進(jìn)口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。
（二）樣本數(shù)據(jù)及來源
筆者根據(jù)世界各國的經(jīng)濟(jì)地理特點，按照《中國統(tǒng)計年鑒》依地理分布和投資額劃分的方法，選取亞洲、非洲、歐洲、拉丁美洲、北美洲和大洋洲六大地區(qū)的105個樣本國家（地區(qū)）進(jìn)行研究。
筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區(qū)）的對外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。我國對各個國家（地區(qū)）的進(jìn)出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。
（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗
為了增強檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者采用LLC、IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP 4種方法進(jìn)行面板單位根檢驗，使用的軟件為Eviews6.1，結(jié)果見表1。
對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結(jié)果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資
表1 面板單位根檢驗結(jié)果
檢驗方法lnofdi統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnexp統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnimp統(tǒng)計量P值結(jié)論LLC -18.36120.0000平穩(wěn)-4.169340.0000平穩(wěn)-9.639560.0000平穩(wěn)IPS-13.7620.0000平穩(wěn)-14.17930.0000平穩(wěn)-7.212420.0000平穩(wěn)Fisher-ADF515.5720.0000平穩(wěn)456.4800.0000平穩(wěn)385.103 0.0000平穩(wěn)Fisher-PP596.9120.0000平穩(wěn)521.7710.0000平穩(wěn)441.8890.0000平穩(wěn)
和出口、進(jìn)口變量都是穩(wěn)定的，因此，無需對變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。
（四）面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果
1．對外直接投資與出口的關(guān)系
筆者根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)確定最佳滯后期，利用Eviews6.1軟件進(jìn)行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。
筆者分別對方程（1）、（2）進(jìn)行動態(tài)面板廣義矩估計，在估計中利用stata11.0軟件中的xtabond2命令，由于最佳滯后期為2，因此可以選取因變量的二階差分作為工具變量，即選取D.lnexpit－2作為D.lnexpit－1的工具變量，選取D.lnofdiit－2，作為D.lnofdiit－1的工具變量，使用GMM兩步估計法，估計結(jié)果如表2所示。
由表2中對方程（1）的估計結(jié)果可見，lnofdi一階滯后項的系數(shù)為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數(shù)為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進(jìn)效應(yīng)。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數(shù)都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。
筆者對對外直接投資和出口的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對外直接投資與出口之間不存在格蘭杰因果關(guān)系；備擇假設(shè)H1：βi(k)≠0 (i,k)，即模型中滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，二者之間存在格蘭杰因果關(guān)系。表2中對方程（1）的估計結(jié)果顯示，lnofdiit-1和lnofdiit-2的系數(shù)在5%水平下均顯著，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，即lnofdi滯后變量的回歸系數(shù)不全為零，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。
由表2中對方程（2）的回歸結(jié)果可見，lnexp一階滯后項的系數(shù)為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數(shù)為0.041，P值為0.034，在5%的統(tǒng)計水平下都是顯著的，所以原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。
2.對外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系
分別對方程（3）、（4）進(jìn)行GMM估計。根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)，利用Eviews6.1軟件進(jìn)行AIC檢驗，確定最佳滯后期為2。選取因變量的二階差分作為工具變量，使用GMM兩步估計法，利用stata11.0軟件進(jìn)行估計，結(jié)果如表3所示。
由表3中對方程（3）的估計結(jié)果看出，lnofdiit-1的系數(shù)為0.112，P值為0.035，lnofdiit-2的系數(shù)為0.045，P值為0.011，在5%水平下均顯著，這說明我國對外直接投資對進(jìn)口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進(jìn)口具有促進(jìn)效應(yīng)。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數(shù)均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設(shè)，即對外直接投資是進(jìn)口變化的格蘭杰原因。
由表3中對方程（4）的估計結(jié)果看出，lnimp一階滯后項的系數(shù)為0.152，P值為0.035，在5%水平下顯著；lnimp二階滯后項的系數(shù)為0.064，P值為0.006，在1%水平下顯著。因此，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受格蘭杰因果關(guān)系中的備擇假設(shè)，進(jìn)口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國的對外直接投資對進(jìn)口具有帶動作用，即進(jìn)口額會隨著對外直接投資的增加而增加，并且二者互為格蘭杰因果關(guān)系。
（五）實證結(jié)果分析
由上文對外直接投資與出口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統(tǒng)計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進(jìn)作用?？傮w看來，我國對外直接投資對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿(mào)易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。
由對外直接投資與進(jìn)口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和進(jìn)口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，尤其是對外直接投資對進(jìn)口具有帶動作用。這說明在我國對外直接投資中占有一定比重的資源導(dǎo)向型投資促進(jìn)了資源性產(chǎn)品的進(jìn)口，而將其他類型的對外直接投資考慮進(jìn)來，投資與進(jìn)口貿(mào)易總體上也呈現(xiàn)互補關(guān)系。
四、結(jié)論與政策建議
我國對外直接投資與出口及進(jìn)口之間均存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，對外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的,對出口和進(jìn)口均有促進(jìn)作用，這一結(jié)果與我國當(dāng)前對外直接投資以市場開拓和資源引進(jìn)等為主要目的的現(xiàn)實密切相關(guān)。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規(guī)模還相對較小，對貿(mào)易（特別是出口）產(chǎn)生的創(chuàng)造效應(yīng)還較為有限。因此，如何促進(jìn)對外直接投資的健康發(fā)展，并發(fā)揮其與貿(mào)易的良性互動關(guān)系，是我國需要解決的重要問題。
我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對外直接投資，有效利用國際、國內(nèi)2個市場、2種資源，充分發(fā)揮對外直接投資對貿(mào)易的促進(jìn)作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產(chǎn)可以帶動設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需的資源，獲取一些高新技術(shù)與先進(jìn)的管理經(jīng)驗等，帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)水平提升，不斷提高本國企業(yè)和產(chǎn)品的國際競爭力。
在擴大對外直接投資規(guī)模的同時，我國還應(yīng)調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量。以制造業(yè)的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業(yè)，生產(chǎn)附加值較低，對出口的帶動作用有限。今后可以更多地投資于產(chǎn)品附加值較高和后向關(guān)聯(lián)度強的行業(yè)，如機械制造業(yè)，由于其技術(shù)是與原材料、零部件等高度結(jié)合的，因此這類行業(yè)的對外直接投資具有明顯的出口創(chuàng)造效應(yīng)。另外，可以增加技術(shù)導(dǎo)向型的對外直接投資，利用獲取的先進(jìn)技術(shù)制造深加工產(chǎn)品并出口，以提高產(chǎn)品的附加值，擴大出口的效益。
① 對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿(mào)易之間的替代或互補關(guān)系。
② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。
③ 根據(jù)Vernon的產(chǎn)品生命周期理論，創(chuàng)新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿(mào)易，而后又創(chuàng)造了母國從東道國的進(jìn)口貿(mào)易。
④ 商務(wù)部，國家統(tǒng)計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤ 同④。
⑥ Hurlin和Venet在傳統(tǒng)Granger因果檢驗思想的基礎(chǔ)上，于2001年率先提出了固定系數(shù)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法，并在2004年進(jìn)一步提出固定系數(shù)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的Granger檢驗方法。
⑦ Arellano和Bond（1991）在工具變量法的基礎(chǔ)上給出了差分的廣義矩估計法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結(jié)果。
參考文獻(xiàn)：
蔡銳，劉泉．2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補的嗎?―基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實證分析［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究（8）：64-70．
王英，劉思峰．2007.中國對外直接投資的出口效應(yīng)：一個實證分析［J］．世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇（1）：36-41．
項本武．2009.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究――基于面板數(shù)據(jù)的協(xié)整分析［J］．財貿(mào)經(jīng)濟(jì)（4）：77-82．
張如慶．2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］．世界經(jīng)濟(jì)研究（3）：23-27．
HURLIN C, VENET B. 2001. Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients ［Z］. University of Paris Dauphine: Working Paper Eurisco 2001-09.
KOJIMA K. 1978. Direct foreign investment: Japanese model versus American model ［C］//Kojima K, ed., Direct Foreign Investment: A Japanese Model of Multinational Business Operations. New York: Praeger Publishers: 83-102.
MUNDELL R A. 1957. International trade and factor mobility ［J］. American Economic Review, 47(3): 321- 335.
(編校：薛 平)
An Analysis of the Effects of OFDI on China’s Foreign Trade
HU Zhao-ling1,2, SONG Ping2
(1. Center for Transnationals’ Studies, Nankai University, Tianjin 300071, China;
2. Department of International Economics and Trade, Nankai University, Tianjin 300071, China)
關(guān)鍵詞:對外直接投資;進(jìn)出口貿(mào)易;協(xié)整;誤差修正模型
中圖分類號:F71 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03
阿瑟?劉易斯在其《經(jīng)濟(jì)增長理論》中提出,促使經(jīng)濟(jì)增長的三個近因為經(jīng)濟(jì)活動、增進(jìn)知識和增加資本。經(jīng)濟(jì)增長是社會物質(zhì)財富不斷增加的過程,通常表現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP的增加。在開放經(jīng)濟(jì)條件下,一國的經(jīng)濟(jì)增長除了取決于國內(nèi)消費和投資的拉動外,國際貿(mào)易和國際投資已成為國際經(jīng)濟(jì)活動的基本形式,拉動經(jīng)濟(jì)增長。
一、相關(guān)研究和文獻(xiàn)回顧
將國際直接投資與國際貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿(mào)易理論經(jīng)歷了由分歧到交叉融合直至逐步一體化,可以將直接投資與貿(mào)易置于同一框架下研究后,才有了出現(xiàn)的可能。作此嘗試的首推日本一橋大學(xué)的小島清教授,他將國際直接投資理論建立在國際貿(mào)易理論的同一基石即國際分工基礎(chǔ)上,提出邊際產(chǎn)業(yè)理論,認(rèn)為對外直接投資與對外貿(mào)易以互補形式存在,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。
實證研究方面,真正將進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對外投資聯(lián)系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎(chǔ)上,考察了韓國和中國臺灣的貿(mào)易與直接投資的發(fā)展軌跡,認(rèn)為一個國家或地區(qū)的進(jìn)口行為增加將導(dǎo)致外資流入增加,外資流入增加會導(dǎo)致出口增加,而出口增加又會最終導(dǎo)致向外投資增加。
以上成果說明了一國的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長之間確實存在一定關(guān)系,并探索對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長三者的關(guān)系提供了有益的借鑒。但現(xiàn)有研究仍多是集中在單一的對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)或是對外直接投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上,對對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長三者之間關(guān)系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?它們之間的因果關(guān)系如何?
二、實證分析
前面已對對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)理論進(jìn)行了簡要闡述,現(xiàn)在此基礎(chǔ)上,運用協(xié)整理論、Granger因果關(guān)系檢驗等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對我國的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長三者間關(guān)系進(jìn)行實證分析,以期對相關(guān)理論進(jìn)行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進(jìn)行解答。
(一)計量模型與數(shù)據(jù)說明
根據(jù)前文的假設(shè)及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產(chǎn)總值(GDP),進(jìn)出口貿(mào)易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據(jù)理論,對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)有促進(jìn)作用,但是一國的經(jīng)濟(jì)還會受到除該兩者之外很多因素的影響。為論證三者之間的關(guān)系,現(xiàn)引入以下函數(shù):
GDP=f(EXI,OFDI,Q)+u
其中,Q是除對外直接投資及進(jìn)出口貿(mào)易以外的所有其他因素,如社會中的就業(yè)狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機擾動項。假設(shè)所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:
GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u
為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數(shù),得到方程:
InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u
為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關(guān)系,將三者按樣本數(shù)據(jù)首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計年鑒》,其中GDP數(shù)值以當(dāng)年匯率折算換成美元。
從圖中可看出,各變量都有不斷增長的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強的相關(guān)關(guān)系,計算各變量之間的相關(guān)系數(shù),結(jié)果見表1。
從圖1中可看出:時間序列數(shù)據(jù)有明顯的增長趨勢,且由表1可見,各變量之間的相關(guān)系數(shù)較高,甚至接近于1,表明各變量之間有較緊密的相關(guān)關(guān)系,是非平穩(wěn)的時間序列變量。因此,要使建立的回歸模型有意義,就必須要求這些非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系,而存在協(xié)整關(guān)系的前提就是各變量是同階單整的,為此必須進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗。
(二)變量的單位根檢驗
本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩(wěn)性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后不會改變時序的性質(zhì)及關(guān)系,且所得到的數(shù)據(jù)容易得到平穩(wěn)序列,對這些時序數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進(jìn)行單位根檢驗,檢驗結(jié)果見表2。
通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數(shù)序列在5%的顯著性水平下均存在單位根,即都是非平穩(wěn)的。而經(jīng)過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進(jìn)行簡單回歸而不做平穩(wěn)性檢驗所得出的回歸結(jié)果是難以令人信服的。
(三)協(xié)整檢驗
要建立經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系模型,還要檢驗它們之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整(Co-integration)方法是研究非平穩(wěn)時間序列之間是否存在長期均衡關(guān)系的有力工具。下面以Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗進(jìn)行分析,其結(jié)果見表3。
可得模型1為:
LNEXI=0.265761+0.271422*LNGDP-0.352590*LNGDP(-1)+1.074312*LNEXI(-1)
殘差項的穩(wěn)定性檢驗:
由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩(wěn)的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協(xié)整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系,這表明我國的進(jìn)出口貿(mào)易與GDP經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。
同理,可得表5。
可得模型2為:
LNOFDI=-9.32714+1.439447LNGDP
由表5和表6知其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
可得模型3:
LNOFDI=-4.722841+0.972615*LNEXI
由表8知其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LEXI是(1,1)階單整,并且它們具有協(xié)整關(guān)系。且由模型3中系數(shù)0.972615為正,可知兩者存在同向的正相關(guān)關(guān)系,這表明我國對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且兩者之間不存在明顯的替代關(guān)系,長期來看,兩者是相互促進(jìn)的。這一點與前文小島清的貿(mào)易與投資互補理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿(mào)易互補互促,產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)促進(jìn)了GDP經(jīng)濟(jì)增長。
(四)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗
協(xié)整分析的結(jié)果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,三者之間又是怎樣的一個關(guān)系模式還需要進(jìn)一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進(jìn)出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產(chǎn)總值之間的關(guān)系,下面進(jìn)行變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗。通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗,可得如下結(jié)果(見表9)?？紤]到經(jīng)濟(jì)中常出現(xiàn)的時滯效應(yīng),本文不是只用一種滯后階數(shù)來得到是否存在因果關(guān)系結(jié)論的。
我國的對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長很有可能存在這樣一種模式:進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)增長又促進(jìn)對外直接投資。對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長期中相互促進(jìn)和補充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長。
三、結(jié)論與討論
總之,通過上述數(shù)據(jù)的實證檢驗,可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易以互補互促關(guān)系存在,從而推動經(jīng)濟(jì)增長,這與我國實際較為吻合。對外貿(mào)易與對外直接投資對推動我國經(jīng)濟(jì)增長、增強綜合國力的作用是巨大的。
第一,從協(xié)整分析的結(jié)果可以看出,國民經(jīng)濟(jì)的增長和進(jìn)出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系,表明三者之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系,進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)增長又促進(jìn)對外直接投資。對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長期中相互促進(jìn)和補充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長。
第二,中國的對外直接投資與貿(mào)易基本上符合互補關(guān)系。對外直接投資QI對進(jìn)出口貿(mào)易總額長期內(nèi)是促進(jìn)作用,但對貿(mào)易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規(guī)模有關(guān),凈對外直接投資仍為負(fù)值。其次,進(jìn)出口貿(mào)易的增長速度加快、貿(mào)易規(guī)模的迅速擴大使得對外直接投資對貿(mào)易的影響弱化。這個結(jié)果很好地說明,有關(guān)我國日益增長的對外直接投資會帶來貿(mào)易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。
第三,對外直接投資與對外貿(mào)易基本上是互補的,也就是說還是會對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿(mào)易需要朝著相互促進(jìn)和相互補充的一體化趨勢發(fā)展,以促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)增長。
參考文獻(xiàn):
[1] 王小紅,等.改革開放30年我國對外直接投資的回顧與展望[J].國際貿(mào)易,2008,(9).
[2] 孫敬水,張蕾.對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的協(xié)整分析――以浙江省為例[J].財貿(mào)研究,2007,(1).
[3] 龔曉鶯.中國對外貿(mào)易與國際直接投資關(guān)系的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2007,(1).
[4] 江小涓.中國對外開放進(jìn)入新階段:更均衡合理地融入全球經(jīng)濟(jì)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2006, (3).
[5] 項本武.對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報,2007, (3).
[6] 張應(yīng)武.對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系:互補或替代[J].國際貿(mào)易問題,2007, (6) .
[7] 姚樹杰,韋開蕾.中國經(jīng)濟(jì)增長、外商直接投資與出口貿(mào)易的互動實證分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué),2007,(1).
[8] 張驍,等.國際直接投資理論的發(fā)展脈絡(luò)及最新進(jìn)展[J].國際貿(mào)易問題,2006,(2).
[9] 張鵬,李榮林.外商直接投資對中國貿(mào)易影響的動態(tài)分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2006,(6).
[10] 張如慶.中國對外貿(mào)易與對外直接投資的關(guān)系[J].世界經(jīng)濟(jì)研究,2005, (3).
[11] Dunning J. H, Chang-Su Kim and Jyh-Der Lin.2001.rporating Trade into the Investment Development Path: A Case Study of Korea and Taiwan[J].Oxford Development Studies, 29.
[12] Dunning J. H.1981,“ExplainingThe International Direct InvestmentPosition of Countries: Towards a Dynamic or Development Approach”,Weltwirtschaftliches Archiv, Vol. 119: 30-64.
一、美國貿(mào)易投資一體化的總量特征分析
本文以美國1976—2010年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間,以美國國際收支平衡表中美國擁有所有權(quán)的國際直接投資衡量其對外直接投資,以美國人口普查局(U.S.CensusBureau)統(tǒng)計的美國貨物進(jìn)口額和出口額來衡量其對外貿(mào)易(如無特別說明下文提及進(jìn)出口貿(mào)易均指貨物貿(mào)易不含服務(wù)貿(mào)易)。為了消除非平穩(wěn)時間序列的異方差性,在開始分析前,對上述數(shù)據(jù)均進(jìn)行自然對數(shù)變換。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分別表示美國對外直接投資、出口額、進(jìn)口額的對數(shù)。以下對美國1976—2010年的出口額、進(jìn)口額和對外直接投資額的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量分析,以此檢驗美國直接投資和國際貿(mào)易之間的關(guān)系。
(一)時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行回歸分析前,首先要進(jìn)行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性,避免非平穩(wěn)時間序列之間經(jīng)常發(fā)生的偽回歸現(xiàn)象。只有通過了平穩(wěn)性檢驗的時間序列數(shù)據(jù),才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列平穩(wěn)性采用ADF檢驗,根據(jù)檢驗結(jié)果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3個變量原序列的ADF檢驗值都大于1%的顯著性水平下對應(yīng)的臨界值,而且概率p值也較大,因此不能拒絕存在單位根的原假設(shè),說明在1%的顯著性水平下各變量對數(shù)都沒有通過平穩(wěn)性檢驗,即它們都是非平穩(wěn)序列;而這些對數(shù)變量的一階差分(分別用dLn(FDI)、dLn(EXG)、dLn(IMG)表示)在1%的顯著水平下都通過了平穩(wěn)性檢驗,說明這些變量具有一階單整性。協(xié)整理論指出:如果變量都是單整變量而且具有相同的單整階數(shù),那么這幾個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,表明這幾個變量的某種線性組合可能是平穩(wěn)的。因此,可以進(jìn)一步對上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。
(二)協(xié)整性檢驗
協(xié)整檢驗的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。有些時間序列,雖然它們自身非平穩(wěn),但其某種線性組合卻平穩(wěn),這種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。對于經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗后為非平穩(wěn)的序列來說,需要進(jìn)行協(xié)整檢驗以分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。本文采用喬納森于1995年提出的基于VAR模型的協(xié)整檢驗方法。VAR模型通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)變量相互關(guān)系的分析和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。鑒于文中重點研究美國對外直接投資與進(jìn)、出口額之間的關(guān)系,不考慮其他因素,將一般的VAR模型的數(shù)學(xué)形式簡化為僅含有以Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)為內(nèi)生變量且不含外生變量的模型形式。為了確定上述模型的合適滯后長度p,在Eviews6.0計量軟件中選擇盡可能大的滯后階數(shù)8進(jìn)行滯后長度檢驗,并根據(jù)實際研究中比較常用的AIC和SC信息準(zhǔn)則,可以確定模型合適的滯后期為1。當(dāng)模型滯后階數(shù)為1時,VAR模型中2/3以上的參數(shù)顯著性通過了檢驗。模型中各個方程的擬合優(yōu)度分別達(dá)到0.983516、0.816980、0.986733、0.820384,很高的擬合優(yōu)度表明各個方程能夠較好地描述相關(guān)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。進(jìn)一步在這個模型的基礎(chǔ)上采用喬納森協(xié)整檢驗法檢驗Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之間是否具有協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果如表1、表2。從上述檢驗結(jié)果可以得出,在5%顯著性水平下,美國進(jìn)出口與對外直接投資的跡統(tǒng)計量拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的虛擬假設(shè),說明美國進(jìn)出口與對外直接具有協(xié)整關(guān)系,標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式為:Ln(EXG)=-0.56Ln(FDI),Ln(IMG)=0.08Ln(FDI)。因此,美國進(jìn)出口與對外直接投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系:對外直接投資與出口存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,與進(jìn)口存在正相關(guān)關(guān)系。
(三)Granger因果檢驗
即使一些經(jīng)濟(jì)變量顯著相關(guān),它們的相關(guān)關(guān)系未必是有意義的。如何分析變量之間的相關(guān)關(guān)系,如何判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,是計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的常見問題。Granger(1969)提出一個判斷因果關(guān)系的檢驗,這就是Granger因果檢驗。本文利用此方法檢驗美國進(jìn)出口與對外直接投資的因果關(guān)系,滯后期仍選擇1,經(jīng)計量軟件運行后的結(jié)果如表3、表4。從表3、表4的結(jié)果可以看出:在5%的顯著性水平下,檢驗拒絕Ln(FDI)不是Ln(EXG)的Granger原因的原假設(shè),拒絕Ln(EXG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設(shè);在5%的顯著性水平下,檢驗不能拒絕Ln(FDI)不是Ln(IMG)的Granger原因的原假設(shè),拒絕Ln(IMG)不是Ln(FDI)的Granger原因的原假設(shè)。因此可以得出結(jié)論,美國對外直接投資與進(jìn)出口具有如下的因果關(guān)系:①美國FDI變動是影響出口變動的原因;②出口變動是影響美國FDI變動的原因;③進(jìn)口變動是影響美國FDI變動的原因。
(四)計量分析中反映的總量特征及原因分析
1、美國對外直接投資抑制美國出口貿(mào)易。從協(xié)整檢驗的結(jié)果可知,美國出口貿(mào)易與對外直接投資呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系,說明對外直接投資增長反而引起出口貿(mào)易的減少。眾所周知,跨國公司在新的國際分工格局之下成為國際直接投資的主體,目前全球90%的跨國公司集中在發(fā)達(dá)國家,而美國更是擁有了具有突出競爭優(yōu)勢跨國公司的大多數(shù),美國是資本輸出的主要國家,美國的跨國公司通過直接投資利用他國具有比較優(yōu)勢的資源并整合為自己的競爭優(yōu)勢。這些跨國公司為了提高國際競爭力、獲取全球利潤最大化,在產(chǎn)品增值鏈條中將制造業(yè)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體,首先轉(zhuǎn)移的是勞動密集型制造業(yè)加工環(huán)節(jié)、工序或零部件,隨后向高端加工延伸。轉(zhuǎn)移的制造產(chǎn)品大多原地銷售或出口到其他國家,還有部分返銷回美國,這就導(dǎo)致原本由美國出口的部分產(chǎn)品不再經(jīng)由美國出口,美國出口貿(mào)易額相對于對外直接投資的增長反而下降了。
2、美國出口貿(mào)易的增減會引起對外直接投資的反向變動。美國作為世界第一大經(jīng)濟(jì)體、主要發(fā)達(dá)國家之一,其國內(nèi)的資源、土地、勞動力、環(huán)境等成本處于較高水平,在生產(chǎn)全球化的背景下,美國一些本土產(chǎn)品的價格往往高于世界市場的平均價格,因此美國出口貿(mào)易減少,其跨國公司選擇對外直接投資的方式在其他國家尋求最佳資源配置從而獲得國際市場的競爭優(yōu)勢,這就表現(xiàn)出出口貿(mào)易減少而對外直接投資增加的現(xiàn)象。美國常年面臨巨額貿(mào)易赤字,面對金融危機等惡劣經(jīng)濟(jì)環(huán)境時,政府和公眾往往期望跨國企業(yè)抽回海外投資,增加本國工作崗位,緩解失業(yè)率居高不下的壓力,同時有利于增加出口減少貿(mào)易赤字,這就會表現(xiàn)出出口貿(mào)易增加而對外直接投資減少的現(xiàn)象,這從一個側(cè)面說明了出口貿(mào)易與對外直接投資此消彼長的關(guān)系。
3、美國進(jìn)口貿(mào)易引起美國對外直接投資同向變動。從協(xié)整檢驗的結(jié)果可以看出美國進(jìn)口貿(mào)易與對外直接投資有著很強的促進(jìn)作用,美國作為資本充裕技術(shù)領(lǐng)先的發(fā)達(dá)國家,其進(jìn)口產(chǎn)品中勞動密集型產(chǎn)品、重要能源和資源占較大比重。對于勞動密集型產(chǎn)品,美國跨國公司通過生產(chǎn)環(huán)節(jié)全球布置的方式實現(xiàn)國外生產(chǎn)返銷本土的生產(chǎn)貿(mào)易模式,在廣大發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體常見的加工貿(mào)易就是這種模式的產(chǎn)物,而這種貿(mào)易模式的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)十分顯著,因此對美國直接投資具有較強的促進(jìn)作用。對于資源密集型產(chǎn)品,美國跨國公司為了搶占全球戰(zhàn)略資源,通過對外直接投資控制重要資源的開發(fā)經(jīng)營權(quán),此類產(chǎn)品進(jìn)口需求的增加勢必增加美國跨國公司對外直接投資的動力。
二、結(jié)論及建議
綜合上述分析,可以得出如下結(jié)論:美國對外直接投資與出口貿(mào)易之間存在穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系,進(jìn)口貿(mào)易引起美國對外直接投資同向變動。總的來說,美國貿(mào)易投資一體化處于相關(guān)性強、相互作用大、不同區(qū)域或行業(yè)特征差異明顯的高級階段。結(jié)合美國貿(mào)易投資一體化的特征,我國在貿(mào)易投資一體化實踐中應(yīng)注意以下幾個方面:
1、加強自主創(chuàng)新,努力推動科技進(jìn)步。科學(xué)技術(shù)水平是決定貿(mào)易投資一體化水平的重要因素,科技越發(fā)達(dá)對外投資與貿(mào)易一體化的水平越高,美國高水平的貿(mào)易投資一體化與其在科技領(lǐng)域的領(lǐng)先優(yōu)勢分不開。
1.全效推動我國出口產(chǎn)業(yè)機構(gòu)革新調(diào)試進(jìn)程
以往我國憑借廉價勞動力資源完成出口貿(mào)易和產(chǎn)品競爭任務(wù)，經(jīng)過經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展、勞動力成本全面增加，我國在勞動力成本上的優(yōu)勢地位開始日漸削弱，比如勞動密集型的紡織類制造行業(yè)，也開始日漸衰萎并不得不朝東南亞一些國家比如向菲律賓、泰國等轉(zhuǎn)移。歸結(jié)來講，我國進(jìn)行優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)獨立發(fā)展，夕陽產(chǎn)業(yè)對外投資，對于其日后貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整十分有利，將會全面帶動周邊產(chǎn)業(yè)的出力。
2.進(jìn)一步維持國際收支平衡狀態(tài)
經(jīng)過對外直接投資的控制，國家收支會得到進(jìn)一步平衡，在保證匯率穩(wěn)定的基礎(chǔ)上，規(guī)避出口競爭力過低，使得我國對外出口競爭實力和市場份額持續(xù)擴大。
3.持續(xù)輔助相關(guān)企業(yè)主動繞過貿(mào)易壁壘
通過跨國并購或是在海外設(shè)置子公司，可以讓我國企業(yè)更快的擠入國際市場，使得因為貿(mào)易避雷造成的貿(mào)易限制問題得以順勢消除，全面增加產(chǎn)業(yè)貿(mào)易數(shù)量并強化企業(yè)國際綜合競爭實力，最終帶動關(guān)聯(lián)產(chǎn)品出口貿(mào)易。
4.快速賦予我國企業(yè)強效的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)
向發(fā)達(dá)國家邁進(jìn)，進(jìn)行綠地投資并構(gòu)建起專業(yè)化的分支機構(gòu)，能夠愈加接近東道國的R&D資源，保證及時介入所在產(chǎn)業(yè)高端技術(shù)集聚區(qū)域并加以模仿學(xué)習(xí)，從中獲取先進(jìn)的知識和技術(shù)。長此以往，令自身所有權(quán)優(yōu)勢得以全面增加，并順勢擴充出口貿(mào)易范疇以及對國際的影響效應(yīng)。最好的例子就是大連機床企業(yè)，就是憑借并購渠道，進(jìn)行逆向技術(shù)溢出實時性獲取，躋身于世界十大機床排位。
二、現(xiàn)階段我國對外直接投資工作中面臨的具體挑戰(zhàn)困境
1.政府管理缺乏應(yīng)有的統(tǒng)一聯(lián)帶性
許多企業(yè)無法在對外直接投資前深入性調(diào)查掌握國外法律法規(guī)，致使在并購工作中處于弱勢地位，不能獲得政府可靠的支持。
2.對外直接投資行業(yè)分布結(jié)構(gòu)機理嚴(yán)重紊亂
自2011年開始，我國對外投資中，占比比較大的分別是租賃、商務(wù)服務(wù)、采礦、批發(fā)和零售制造等領(lǐng)域，大約占據(jù)整體投資份額的77%，相比之下，關(guān)于軟件、科學(xué)研究等高新科技產(chǎn)業(yè)占據(jù)的比重就顯得較小，幾乎只有2.1%。由此看來，我國對外直接投資層次過低，并且缺乏技術(shù)和知識密集型行業(yè)的支持。
3.專業(yè)型人才資源儲備數(shù)量不夠充足
事實上，我國許多跨國行業(yè)都缺乏跨國性經(jīng)營管理人才，致使后期直接投資活動遺留深刻的隨意和盲目患，長此以往便會令海外經(jīng)營能力持續(xù)降低，嚴(yán)重情況下直接陷入虧損等被動境遇。如2011年我國陷入虧損的境外企業(yè)便已經(jīng)達(dá)到23%。
透過宏觀角度觀察，當(dāng)前我國對外直接投資，不管是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、參與企業(yè)實力、國際競爭潛質(zhì)等方面，都和西方發(fā)達(dá)國家市場競爭規(guī)范訴求有著較大差距，在此期間，西方發(fā)達(dá)國家更利用嚴(yán)格規(guī)定限制我國對外投資力度。長遠(yuǎn)趨勢看來，我國對外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展還有較長一段的挑戰(zhàn)適應(yīng)路途要走。
三、利用對外直接投資途徑改善進(jìn)出口貿(mào)易管理質(zhì)量的措施
歸結(jié)來講，我國就是要持續(xù)地革新拓展對外直接投資形式，將國際、國內(nèi)兩類市場優(yōu)勢和多元化資源優(yōu)勢盡數(shù)發(fā)揮，使得直接投資對貿(mào)易的促進(jìn)效用至此得以長效發(fā)揮。對外直接投資本身有助于海外市場的開拓，經(jīng)過跨國生產(chǎn)途徑迅速帶動高端設(shè)備、原材料、中間品的出口支持動力；再就是利用對外直接投資獲取國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一切需要的資源，包括高新技術(shù)設(shè)施和豐富的實踐管制經(jīng)驗等，借此令國內(nèi)產(chǎn)業(yè)機構(gòu)快速優(yōu)化并提升技術(shù)水準(zhǔn)，令我國企業(yè)和產(chǎn)品國際競爭力變得愈加理想。具體措施內(nèi)容將細(xì)化為：
1.適當(dāng)加大對發(fā)達(dá)國家的直接投資力度，持續(xù)優(yōu)化并改造相關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)
我國以往獲取的大多數(shù)西方發(fā)達(dá)國家已經(jīng)淘汰的機械和技術(shù)，相關(guān)行業(yè)根本不能得到系統(tǒng)化革新拓展機遇，唯一能夠有效利用的便是自身勞動力資源優(yōu)勢，而在和其余國家進(jìn)行出口貿(mào)易競爭環(huán)節(jié)中，既有的勞動力優(yōu)勢也開始逐漸喪失。因此，有關(guān)規(guī)劃主體需要持續(xù)加大對發(fā)達(dá)國家對外直接投資力度，完成逆向技術(shù)溢出改革指標(biāo)并快速獲取高端的知識技術(shù)，令高新科技產(chǎn)業(yè)投入支持力度持續(xù)加大，這樣一來，便可在國際貿(mào)易中盡快占據(jù)主導(dǎo)地位，進(jìn)一步擴充相關(guān)產(chǎn)業(yè)整體的對外出口貿(mào)易范圍。
2.督促政府快速構(gòu)筑起完善形式的金融服務(wù)機構(gòu)
在企業(yè)開展對外直接投資項目基礎(chǔ)上，地方政府需要全面發(fā)揮自身職能效應(yīng)，在企業(yè)實行政策方面予以科學(xué)化引導(dǎo)，進(jìn)一步開放集合融資、稅收、信息咨詢等功能服務(wù)。另外，政府還要持續(xù)修繕海外投資監(jiān)督保障體系，主動規(guī)避政治風(fēng)險侵蝕效應(yīng)，令企業(yè)自覺形成發(fā)展對外貿(mào)易的自信心和積極性。當(dāng)然，為了優(yōu)化我國對外直接投資的改革進(jìn)程，作為政府，有必要結(jié)合國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀、既有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及國家戰(zhàn)略，人性化的調(diào)整投資區(qū)域并調(diào)整產(chǎn)業(yè)運作模式。逐步搭建起對外直接投資的法律指導(dǎo)體系，借此調(diào)整我國投資法向引資一邊倒的隱患，同時將西方發(fā)達(dá)國家出口貿(mào)易發(fā)展經(jīng)驗予以充分借鑒，出臺相關(guān)法律法規(guī)，明確對外投資主體、權(quán)責(zé)、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)、模式、利潤分配、人才培養(yǎng)等，再就是成立專業(yè)化監(jiān)理機構(gòu)，令對外投資管理程序在當(dāng)下予以快速簡化，最終提升管理實效。
3.跨國企業(yè)要積極培養(yǎng)金融、財務(wù)、貿(mào)易、法律等各類專業(yè)人才
透過各方合作建立起高效的教學(xué)培訓(xùn)機制，保證在合理時間范圍內(nèi)培養(yǎng)供應(yīng)融合財務(wù)、貿(mào)易、法律、政策管理經(jīng)驗的應(yīng)用型人才，進(jìn)一步規(guī)避今后直接投資活動的盲目和隨意性問題，令對外直接投資成功幾率得以大幅度提升，衍生出可靠的企業(yè)內(nèi)部優(yōu)勢，為今后產(chǎn)業(yè)內(nèi)出口貿(mào)易持續(xù)增加，創(chuàng)設(shè)適應(yīng)條件。
需要強調(diào)的是，在全面擴充對外直接投資規(guī)模的前提下，我國還需及時調(diào)整對外直接投資的具體結(jié)構(gòu)機理，令投資質(zhì)量得以全方位改善。單純拿制造業(yè)對外直接投資項目為例，如今許多投資都鎖定在初級加工行業(yè)范疇之中，具體生產(chǎn)附加值較低，在出口帶動效用上面顯得極為有限。面對該類狀況，需要規(guī)劃主體在日后更多地投資在產(chǎn)品附加值較高與后向關(guān)聯(lián)度較強的行業(yè)，包括機械制造行業(yè)等，因為其技術(shù)、原材料、零部件等位置高度結(jié)合關(guān)系，所以該類行業(yè)對外直接投資將保留顯著性的出口創(chuàng)造效應(yīng)。同時，規(guī)劃主體還可以考慮進(jìn)行導(dǎo)向型的對外直接投資數(shù)量增加，借助持續(xù)獲取的高端技術(shù)進(jìn)行產(chǎn)品深加工制造，借此提升產(chǎn)品整體附加數(shù)值并擴充具體出口的經(jīng)濟(jì)社會效益。
張 蕾（1982），女，浙江杭州人，浙江工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生，主要研究方向為國際貿(mào)易理論與政策。
基金項目：浙江省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃重點課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點研究基地――浙江工商大學(xué)現(xiàn)代商貿(mào)研究中心重點資助課題。
摘 要：本文在回顧了國內(nèi)外關(guān)于對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的理論和文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，利用浙江省1989-2005年宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，對浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行了實證研究。分析結(jié)果表明，浙江省對外直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系，短期均衡關(guān)系顯著，對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。
關(guān)鍵詞：對外直接投資；協(xié)整檢驗；誤差修正模型
改革開放以來，浙江對外貿(mào)易發(fā)展迅速，進(jìn)出口總額從1978年的0.7億美元增加到2005年的1073.91億美元，年均增長31.2%，高出全國同期年均增長速度14.2個百分點。盡管浙江對外直接投資與對外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長，對外直接投資額從1989年的499萬美元增加到2005年的17000萬美元，處于全國領(lǐng)先水平?？梢姡憬膶ν庵苯油顿Y與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢。為了衡量對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實證分析。在國內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國對外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對于我國對外直接投資與對外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實證研究尤其是具體到某一省份的實證研究就更少。究其原因，主要是我國的企業(yè)開展對外直接投資的時間較短，對外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對中國經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國對外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實力的增強，對外直接投資對我國經(jīng)濟(jì)，尤其是對進(jìn)出口貿(mào)易的影響會進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無疑具有重要的現(xiàn)實意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對各國對外貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的研究為數(shù)眾多，但眾多的理論分析所得出的代表性結(jié)論只有二個：一是以芒德爾為代表的相互替代關(guān)系理論(Mundell,1957)；二是以小島清 (1987)為代表的相互補充關(guān)系理論。芒德爾于1957年提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。芒德爾認(rèn)為，由于受貿(mào)易保護(hù)主義的影響，一國的對外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對外直接投資”。而小島清的互補模型則認(rèn)為，國際直接投資并不是對國際貿(mào)易的簡單替代，而是存在著一定程度上的互補關(guān)系：在許多情況下，國際直接投資也可以創(chuàng)造和擴大對外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國對另一國的直接投資可以擴大對方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢的態(tài)勢，從而直接創(chuàng)造了對外貿(mào)易。無論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來的，并沒有經(jīng)過實證的檢驗。這既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對外直接投資與投資國對外貿(mào)易之間的互補性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗統(tǒng)計顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國、瑞士的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國家對外直接投資對母國出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國家的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系做了進(jìn)一步的分析, 指出它們之間表現(xiàn)為替代性還是互補性, 依賴于貿(mào)易和非貿(mào)易要素之間是“合作的”還是“非合作的”，如果兩者是合作的, 那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為互補關(guān)系，如果兩者是非合作的, 那么，貿(mào)易和投資表現(xiàn)為替代關(guān)系。以上主要是對發(fā)達(dá)國家國際貿(mào)易與對外直接投資關(guān)系的理論分析,而對于有其自身特點的發(fā)展中國家的對外直接投資和國際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對外直接投資對貿(mào)易既有積極影響又有消極影響。
上述結(jié)論的差異表明，在對外直接投資與對外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家，對于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國來說意義甚微。由于國內(nèi)對對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究甚少，而具體到某一省份對兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對外直接投資對國際貿(mào)易的影響，研究兩者之間的長期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究兩者之間的短期均衡關(guān)系。
二、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完善，樣本僅設(shè)定在1989－2005年之間。本文選取浙江年鑒和2005年浙江省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報中的對外直接投資額（CFDI）衡量對外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來衡量對外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為, FFDI 在中國發(fā)揮作用時，中國的吸收能力存在時滯問題,同理,浙江省對外直接投資的效應(yīng)也可能存在時滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI )。同時浙江省經(jīng)濟(jì)增長較快,其影響不容忽視,于是引入變量“浙江省生產(chǎn)總值指數(shù)（GDP）”來度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。
（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗，其結(jié)果見表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分別在1%、5%、10%的顯著性水平上通過了平穩(wěn)性檢驗，表明這些變量是平穩(wěn)的時間序列變量，即零階單整。LnEX和LnIM在5%的顯著性水平上都沒有通過平穩(wěn)性檢驗，而其差分后的兩個變量在5%的顯著性水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明這兩個變量是一階差分平穩(wěn)的，即一階單整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的假設(shè)，表明該變量也是一階單整。對LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過平穩(wěn)性檢驗，即二階單整。
綜上所述，序列l(wèi)nEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均為二階單整序列。依據(jù)協(xié)整理論，對于通過平穩(wěn)性檢驗且為同階單整序列來說，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗
近年來，不少國內(nèi)外研究對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對外直接投資對出口的拉動作用，著重分析兩者直接的相互影響關(guān)系，得到出口貿(mào)易與對外直接投資有長期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對外直接投資沒有長期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點只放在對外直接投資對出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對外直接投資對進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨分析浙江省對外直接投資及其滯后因素、外商直接投資及其滯后因素與出口、進(jìn)口之間的關(guān)系，建立如下模型：
lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t （1）
lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t （2）
綜合考察這些變量之間的協(xié)整關(guān)系,并依據(jù)DW值與t值，運用向后回歸法進(jìn)一步篩選可以被替代的變量，刪除t值不顯著變量，同時消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對浙江省對外直接投資、外商直接投資（解釋變量）與出口額、進(jìn)口額（被解釋變量）做OLS回歸分析，結(jié)果見表3。其殘差序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表4所示。
回歸方程(1)表示LnEX與LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系；回歸方程(2)表示LnIM與LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之間的線性關(guān)系。根據(jù)表3與表4結(jié)果，可以得出如下結(jié)論：
浙江省對外直接投資額、外商直接投資額對出口總額、進(jìn)口總額的作用較顯著，模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。模型估計式(1)、(2)的殘差序列為平穩(wěn)性，變量lnEX、lnIM與lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即浙江省對外直接投資、外商直接投資與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長1%，EX將增長0.0709%；FFDI每增長1%，EX將增長2.5622%；AFFDI每增長1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長1%，EX將增長2.2407%。原因在于浙江省的對外直接投資(CFDI)起步較晚，相對于外商直接投資(FFDI)來說總量較少，所以對出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對外直接投資已經(jīng)對出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過對外直接投資，帶動了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來看，當(dāng)年外商直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長期來看卻對浙江省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，與一般看法和直接統(tǒng)計結(jié)果相反。這從一個側(cè)面反映了外商直接投資中跨國公司賺取壟斷利潤的動機越來越明顯，市場導(dǎo)向型外商直接投資與出口貿(mào)易的替代作用將逐步顯現(xiàn)。
由回歸方程(2)可知， CFDI每增長1%，IM將增長0.054923%；AFFDI每增長1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長1%，IM將增長2.333%。同理，浙江省的對外直接投資(CFDI)對進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長,說明對外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗的投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易有一定的促進(jìn)作用，符合浙江省自然資源相對缺乏、原材料稀少的實情，從而帶動了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說明更多的外商在浙江省實現(xiàn)了生產(chǎn)和銷售的本土化,需要進(jìn)口的原料更多地來自本土,從國外的進(jìn)口減少了。
（四）誤差修正模型
誤差修正模型（Error Correction Model）是一種具有特殊形式的計量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個延伸。若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。如果由于某種原因短期出現(xiàn)了偏離均衡的現(xiàn)象，必然會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，誤差修正模型將短期的波動和長期均衡結(jié)合在一個模型中。
由協(xié)整檢驗可以知道浙江對外直接投資額、外商直接投資額、浙江省生產(chǎn)總指數(shù)與進(jìn)、出口貿(mào)易之間存在著惟一的協(xié)整關(guān)系，因此可對各模型分別建立誤差修正模型，結(jié)果如下：
lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1
t :(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397) (-3.837613)（3）
lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1
t ： (1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）
在誤差修正模型(3)中，協(xié)整關(guān)系對EX的增長起到了反向修正作用，當(dāng)超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，則誤差修正作用降低了當(dāng)期EX(彈性系數(shù)為-1.062)，EX的動態(tài)調(diào)整過程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項對應(yīng)t值較高，說明浙江對外直接投資、外商直接投資與出口貿(mào)易之間短期比較穩(wěn)定。
在誤差修正模型(4)中，協(xié)整關(guān)系對IM的增長也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動態(tài)調(diào)整過程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對外直接投資、外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易的穩(wěn)定關(guān)系。
三、結(jié)論與建議
通過浙江對外直接投資額CFDI、外商直接投資額FFDI、生產(chǎn)總指數(shù)GDP與進(jìn)口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額之間的協(xié)整檢驗，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來分析對外直接投資與進(jìn)口增長、出口增長之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長期關(guān)系看， CFDI、FFDI、GDP與出口貿(mào)易之間存在惟一的協(xié)整關(guān)系。浙江省對外直接投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強的互補關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對外直接投資在浙江省已經(jīng)逐漸轉(zhuǎn)型,從追求人力資源優(yōu)勢的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場的市場型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長期的趨勢來看是十分明顯的,無疑明顯影響到了浙江省出口的增長規(guī)模。同時，對外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對外直接投資而導(dǎo)致的原材料、零部件或設(shè)備等出口的增加。
從前文實證分析來看，CFDI、FFDI、GDP與進(jìn)口貿(mào)易之間也存在惟一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對外直接投資表現(xiàn)為對進(jìn)口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對外直接投資有利于母國原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實力雖位于全國前列，但資源極其匱乏，人均資源占有量很低，許多重要的資源，如黑色和有色金屬礦產(chǎn)資源、森林資源等，幾乎完全依賴外省或是從國外進(jìn)口。因而通過對外直接投資能在國外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，而它們對進(jìn)口貿(mào)易無疑有強勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來越多的外國政府為保護(hù)本國利益所設(shè)置的關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的限制。為規(guī)避貿(mào)易壁壘而進(jìn)行的對外直接投資能緩和雙邊經(jīng)濟(jì)關(guān)系，化解貿(mào)易（張如慶,2005），從而進(jìn)一步促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計年鑒相關(guān)指標(biāo)計算得出。），而世界對外貿(mào)易與對外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報告》相關(guān)指標(biāo)計算得出。）。表明浙江省的對外直接投資尚處于起步階段。通過加快對外直接投資帶動國際貿(mào)易的發(fā)展是非常必要的, 也是可行的。
（2）從短期關(guān)系看，浙江省對外直接投資CFDI與出口貿(mào)易短期均衡關(guān)系顯著。從誤差修正模型可以看出，其中CFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制，且t值顯著,證明了對外直接投資能促進(jìn)母國出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對外直接投資可以說經(jīng)歷了一個從無到有、從限制到鼓勵的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來得大。但據(jù)權(quán)威研究報告預(yù)測（王亞平，2004），“十一五”期間我國對外直接投資將進(jìn)一步擴大。浙江省作為全國經(jīng)濟(jì)強省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對外直接投資額。隨著浙江省對外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對外直接投資與出口貿(mào)易直接的正相關(guān)關(guān)系將逐漸增強。
本文實證表明，浙江省CFDI與進(jìn)口貿(mào)易也存在短期均衡關(guān)系顯著，CFDI與進(jìn)口貿(mào)易的關(guān)系也存在著一個由短期向長期均衡調(diào)整的機制。相比之下，CFDI對進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強。
從浙江省當(dāng)前貿(mào)易戰(zhàn)略出發(fā), 政府相關(guān)部門有必要充分重視對外直接投資的作用，對能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補、創(chuàng)造效應(yīng)的對外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對外直接投資。以往政府有關(guān)對外直接投資政策的制定大多涉及與對外直接投資有關(guān)的貿(mào)易措施,而并不直接制定與貿(mào)易有關(guān)的對外直接投資政策。我們必須跳出這種思維模式，直接制定切實可行的對外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對企業(yè)界而言，加入WT0 后,國內(nèi)市場上國內(nèi)外企業(yè)的競爭日趨激烈,如果只是固守本地市場而放棄進(jìn)入國際市場,那么其國內(nèi)市場份額勢必逐漸被吞食。在世界經(jīng)濟(jì)一體化的大背景下，浙江省企業(yè)必須增強國際競爭意識,積極“走出去”,進(jìn)行對外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強企業(yè)的國際競爭力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國際競爭中掌握主動權(quán)。
參考文獻(xiàn)：
蔡銳,劉泉.2004.中國的國際直接投資與貿(mào)易是互補的嗎? ――基于小島清“邊際產(chǎn)業(yè)理論”的實證分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(8).
齊曉華.2004.當(dāng)代國際直接投資現(xiàn)狀與趨勢分析［J］.投資研究(3).
邱立成.1999.論國際直接投資與國際貿(mào)易之間的聯(lián)系［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究(6).
小島清.1987.對外貿(mào)易論［M］.天津:南開大學(xué)出版社:437-442.
王亞平.2004.“十一五”期間中國經(jīng)濟(jì)參與國際分工趨勢展望［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考(49).
張如慶.2005.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究(3).
AGARWAL J P.1986.Third world multionals and balance of payments effects on home countries: a case study of India［M］//KHUSHI M K.Multinationals from the Sowth.London:Maemillan.
MUNDELL R A.1957.International trade and factor mobility［J］.American Economic Review, (6):321-335.
MARKUSON J R,JAMES R M.1983.Factor movements and commodity trade as complements［J］.Journal of International Economics,14:341-356.
LISPEY R E, RAMSTETTER E D,BLOMSTROM M.2000.Outword FDI and parent exports and employment: Japan, The United States, and Sweden［R］.NBER Working Paper,No.7623.
關(guān)鍵詞：中國對外貿(mào)易“雙降”；成因；傳統(tǒng)外貿(mào)；貿(mào)易競爭優(yōu)勢
2016年7月13日，海關(guān)總署正式對外公布了我國2016年1-6月進(jìn)出口數(shù)據(jù)：貨物貿(mào)易進(jìn)出口總值為11.13萬億元人民幣，同比下降3.3%。其中，出口6.4萬億元，下降2.1%；進(jìn)口4.73萬億元，下降4.7%；貿(mào)易順差1.67萬億元，擴大5.9%，繼續(xù)延續(xù)2015年，我國進(jìn)出口同比下降的態(tài)勢。在世界經(jīng)濟(jì)形勢依然錯綜復(fù)雜，全球貿(mào)易延續(xù)萎縮態(tài)勢下，解析“雙降”產(chǎn)生的根本原因，并積極探尋其背后所隱藏的貿(mào)易新的發(fā)展路徑，將直接關(guān)系我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和新的競爭優(yōu)勢的培育。
一、中國對外貿(mào)易“雙降”現(xiàn)狀解析
（一）雖然我國目前在全球貿(mào)易市場所占份額呈穩(wěn)步上升趨勢，但貿(mào)易額絕對值呈下降態(tài)勢
自2008年世界金融危機以來，消費市場、就業(yè)市場的持續(xù)低迷狀況嚴(yán)重制約了全球貿(mào)易發(fā)展，據(jù)WTO最新數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2015年全球主要經(jīng)濟(jì)主體美國、德國、歐盟、日本等國家與地區(qū)貨物貿(mào)易出口額仍呈現(xiàn)負(fù)增長態(tài)勢，而作為新興市場國家代表的印度、南非、巴西等國家出口額也未保持曾經(jīng)的高速增長態(tài)勢，分別下降-17.5、-9.5%和-16%。我國2015年貨物貿(mào)易出口額為14.14萬億元，較2014年下降了1.8%，相比較而言，在下降幅度上遠(yuǎn)低于上述國家0.6至15個百分點，在國際市場份額擴大至約13.4%，也因此繼續(xù)保持第一貨物貿(mào)易大國地位。但必須指出，從我國貿(mào)易出口額的絕對值變化來看，2015年，進(jìn)出口總值為24.59萬億元人民幣（約為36818億美元），比2014年43030.4億美元的總額下降了7%。其中，出口14.14萬億元，較2014年14.39萬億的出口額下降1.8%；進(jìn)口10.45萬億元也低于2014年12.04萬億元的總額。從貿(mào)易進(jìn)出口額的絕對值來看，2015年我國外貿(mào)進(jìn)出口均呈現(xiàn)下降態(tài)勢。
（二）我國進(jìn)出口貿(mào)易額在年度中所出現(xiàn)的短暫、有限上升態(tài)勢仍無法充分傳遞未來貿(mào)易市場好轉(zhuǎn)的信息，外貿(mào)壓力依然較大
據(jù)海關(guān)相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2016年1月份，我國一般貿(mào)易進(jìn)出口1.08萬億元，占外貿(mào)總值的57.4%，較去年同期上升0.5個百分點，成為拉動出口的主要力量；當(dāng)月民營企業(yè)進(jìn)出口7730.5億元，增長1.1%，占外貿(mào)總值的41.1%，較去年同期提升4.4個百分點。但在2016年上半年，我國貨物貿(mào)易進(jìn)出口總值中，一季度的進(jìn)出口、出口和進(jìn)口值分別下降6.9%、5.7%和8.4%；二季度的進(jìn)出口、出口值分別增長0.1%和1.2%，呈現(xiàn)正增長；進(jìn)口值下降1.2%，降幅較一季度收窄7.2個百分點。從總額來看，2016年上半年我國出口價格總體下跌3.2%，據(jù)此進(jìn)一步測算2016年上半年貿(mào)易價格條件指數(shù)為105.2，即我國出口一定數(shù)量的商品可以多換回5.2%的進(jìn)口商品，這雖然表明我國貿(mào)易價格條件有繼續(xù)改善的態(tài)勢，但內(nèi)外需求的持續(xù)疲弱使得短暫的、有限的貿(mào)易改善態(tài)勢，并不足以抵消整體外貿(mào)水平下行的壓力。
（三）勞動在密集型產(chǎn)品出口占比最多的紡織品、服裝和鞋類三大產(chǎn)品出口下滑嚴(yán)重，導(dǎo)致我國出口貿(mào)易整體呈下滑態(tài)勢
海關(guān)的最新數(shù)據(jù)顯示，截止2015年，箱包及類似容器累計出口1579.8億元，服裝及衣著附件出口9731.9億元，紡織品6172.3億元，鞋類2988億元，紡織品、服裝、箱包、鞋類等7大類勞動密集型產(chǎn)品合計出口2.64萬億元，同比下降2.6%。其中占比超過七成的紡織品、服裝和鞋類則分別下滑1.8%、7%和4.8%。不可否認(rèn)，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)出口的下降，實現(xiàn)了我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化，使得以出口機電產(chǎn)品為代表的技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口額達(dá)到8.15萬億元，同比增長1.2%，在出口總值中的占比也突破50%達(dá)到57.7%，雖然能為我國對外貿(mào)易提供長期發(fā)展動力，但新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍無法實現(xiàn)對整體下降態(tài)勢的扭轉(zhuǎn)，還不足以支撐整體數(shù)據(jù)回暖。
（四）大宗商品進(jìn)口額減少，導(dǎo)致國際能源資源商品總體上供過于求，價格持續(xù)下跌，引致我國貿(mào)易進(jìn)口額呈現(xiàn)大幅下降態(tài)勢
據(jù)國際原油市場價格顯示，2015年紐交所輕質(zhì)原油期貨價格比年終最高點跌幅超過40%，截止2016年第一季度，價格接近每桶30美元額；而2015年我國原油進(jìn)口平均價格也經(jīng)歷了年初的每噸2856元人民幣到年底的每噸2020元人民幣的下跌過程，累計下跌了29.3%?？傮w來看，2015年全年進(jìn)口平均價格比上一年下跌45.3%。同時，我國海關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計也顯示，2015年我國鐵礦砂、成品油、銅等大宗商品進(jìn)口均呈下跌態(tài)勢，同比跌幅分別為39%、21.8%和 17.1%.《2015年1-10月大宗商品進(jìn)出口數(shù)據(jù)分析報告》還顯示，近7成大宗商品進(jìn)口量同比負(fù)增長，其中作為代表性品種動力煤2015年前三季度進(jìn)口量6360萬噸，與去年同期相比縮減38%，天然橡膠進(jìn)口300萬噸，較2014年相比縮減23%；浮法玻璃出口83.7萬噸，較2014年縮減43%，棉花2015年出口 735.6萬噸，同期相比縮減35%。
二、進(jìn)出口“雙降”的形成原因
（一）從出口方面看，國際市場尚處于回復(fù)期，外部需求低迷徘徊的狀態(tài)限制了我國對外貿(mào)易發(fā)展速度
自2008年國際金融危機爆發(fā)至今，為使經(jīng)濟(jì)水平快速回升，各國均采取了一系列刺激措施，但刺激效應(yīng)卻無法持久。國際貨幣基金組織的《世界經(jīng)濟(jì)展望》指出，世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇動力明顯不足，2015年全球經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易量僅分別增長3.1%和3.2%，又重新回落至2012年前4%以下的低增長，并預(yù)計這一低速增長態(tài)勢在2016年還將繼續(xù)維持，直至2020都難以達(dá)到危機前5年5%和8%左右的年均增速。WTO公布數(shù)據(jù)也顯示，2015年全球出口值下降幅度已超過11%，這是自金融危機爆發(fā)后的再次下降。我國海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)也顯示，2015年，我國與歐盟、日本雙邊貿(mào)易分別下降了7.2%和9.9%。從企業(yè)屬性來看，無論是外商投資還是國企自營，2015年進(jìn)出口也分別下降了6.5%和12.1%。而2015年12月，中國外貿(mào)出口先導(dǎo)指數(shù)為31.2，該值較11也已回落了0.8。這均意味著目前低速增長的國際經(jīng)濟(jì)使國際市場需求始終無法走出低迷狀態(tài)，這極大影響了我國對外貿(mào)易出口的增長。
（二）從進(jìn)口方面看，國際大宗商品價格大幅下跌，使得我國進(jìn)口量較大的能源、資源產(chǎn)品呈現(xiàn)“量增價跌”的態(tài)勢，這直接拉低了我國對外貿(mào)易進(jìn)口總體增速
國際金融危機爆發(fā)使得各個國家與地區(qū)經(jīng)濟(jì)均受到不同程度的影響，直接導(dǎo)致了全球市場對原材料需求的嚴(yán)重不足。作為直接反映國際海運情況的權(quán)威指數(shù)，波羅的海干散貨指數(shù)BDI在2015年僅為1100左右，這甚至不及巔峰時期最高點11800點的十分之一，BDI的暴跌表明國際航運業(yè)陷入冰河期，國際間貿(mào)易十分清淡，也從另一個側(cè)面證明了全球市場對于原材料需求的減弱，這就必然直接導(dǎo)致商品供應(yīng)價格的大幅下降。高盛集團(tuán)前亞洲地區(qū)副董事長肯尼思?庫提斯就指出，油價和其他大宗商品價格暴跌，讓中國成為近期全球市場震蕩中的“大贏家”，令其可以節(jié)約石油、煤炭和天然氣開支，以低價增加戰(zhàn)略能源儲備。根據(jù)其計算，大宗商品價格暴跌讓中國一年省下了4600億美元，其中3200億美元源自廉價石油，剩余1400億美元源自其他能源、金屬、煤炭和農(nóng)業(yè)大宗商品價格的暴跌。而我國商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)也顯示，受大宗商品價格下跌、國內(nèi)需求走弱等因素影響，進(jìn)口仍在低位運行，2015年，中國原油、塑料、大豆、天然氣、紙漿、谷物、銅精礦等10類大宗商品進(jìn)口量增價跌，合計減少付匯1880億美元。
（三）隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)面臨較大的下行壓力，導(dǎo)致我國對一些大宗商品進(jìn)口量的增速放緩，這也直接拉低了我國對外貿(mào)易進(jìn)口額
我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的持續(xù)推進(jìn)使得國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也進(jìn)入了穩(wěn)定時期，目前正面臨較大的下行壓力，增速的放緩就使得對于一些大宗商品的進(jìn)口量隨之減少。海關(guān)相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2015年，中國原油進(jìn)口量增長8.8%，鐵礦砂進(jìn)口量增長2.2%，煤、銅、鋼材進(jìn)口量則分別下降29.9%、0.3%和11.4%，均較2014年有不同程度的回落。2015年上半年，原油、成品油、天然氣、煤炭、鐵礦石、銅精礦、鋼材、銅材、塑料原料、化肥、天然橡膠、大豆、谷物、原木和紙漿等15類商務(wù)部重點監(jiān)測的大宗商品累計進(jìn)口2152億美元，同比下降32%，拉低外貿(mào)進(jìn)口12.6個百分點。而截至2015年底，我國進(jìn)口價格總體下跌11.6%，鐵礦砂、煤、成品油、銅等大宗商品進(jìn)口平均價格同比跌幅分別為39%、21.8%、38.3%和17.1%?？梢?，我國國內(nèi)對大宗商品進(jìn)口量需求的放緩，也是導(dǎo)致我國進(jìn)口值出現(xiàn)下降的重要原因之一。
（四）在全球貿(mào)易結(jié)構(gòu)性困境下，我國作為世界貿(mào)易重要參與國，本國對外貿(mào)易自然難以獨善其身
作為全球價值鏈的主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)體，發(fā)達(dá)國家的中間品進(jìn)口額的增長狀況是全球價值鏈貿(mào)易發(fā)展的重要標(biāo)志，而以美國和德國為例，WTO相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，2015年兩國均繼續(xù)維持消費品增長態(tài)勢，增速提高到6.9%和8.3%；而美國中間品進(jìn)口額下降幅度卻擴大至25.2%，德國也下降2.8%，這意味著發(fā)達(dá)國家主導(dǎo)的全球價值鏈發(fā)展依然呈現(xiàn)收縮態(tài)勢。受發(fā)達(dá)國家居民消費和企業(yè)投資缺乏增長動力、新興經(jīng)濟(jì)體受到內(nèi)生增長動力不足和政策空間有限的雙重制約，國際經(jīng)濟(jì)下行壓力必然隨之加大，市場需求也將持續(xù)萎縮。一些國家為刺激國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長，推動貨幣貶值，更是進(jìn)一步強化了國際市場份額競爭。據(jù)中國商務(wù)部對國內(nèi)重點進(jìn)出口企業(yè)的調(diào)查也顯示，我國近8成的企業(yè)反映外需不足，則是當(dāng)前面臨的最大困難。加之一些國家試圖通過貿(mào)易限制措施保護(hù)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)，我國外貿(mào)所面臨的外部政策環(huán)境趨緊?？梢?，在全球貿(mào)易處于結(jié)構(gòu)性困境的背景下，我國對外貿(mào)易發(fā)展所能爭取的市場、產(chǎn)品所能被接受的程度均受到不同程度的影響，這必然直接影響我國整體外貿(mào)發(fā)展速度。
三、創(chuàng)新競爭優(yōu)勢視角下的對外貿(mào)易發(fā)展路徑
（一）擺脫對建立于人口紅利基礎(chǔ)上的傳統(tǒng)競爭優(yōu)勢的依賴，優(yōu)先發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，培育新的貿(mào)易競爭優(yōu)勢
經(jīng)總理批準(zhǔn)，國務(wù)院近日印發(fā)了《關(guān)于加快發(fā)展服務(wù)貿(mào)易的若干意見》，這正是目前國際經(jīng)濟(jì)形勢復(fù)雜嚴(yán)峻，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力態(tài)勢仍舊存在的情況下，推進(jìn)外貿(mào)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和培育經(jīng)濟(jì)新動能和帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有效舉措。具體而言，一是在科學(xué)定位我國各經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的絕對優(yōu)勢和比較優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，抓住當(dāng)前國際服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移的新機遇，積極承接服務(wù)業(yè)國際間的轉(zhuǎn)移，融入全球服務(wù)貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)鏈中，助推我國服務(wù)貿(mào)易全方位參與國際分工；二是通過政策引導(dǎo)實現(xiàn)資金與技術(shù)向服務(wù)業(yè)的的轉(zhuǎn)移，尤其是具有豐富科學(xué)技術(shù)基礎(chǔ)和雄厚資金存量的外資直接進(jìn)入我國服務(wù)業(yè)市場；三是分階段有重點的助推高層次技術(shù)人力資本密集型服務(wù)行業(yè)發(fā)展，避免“一把抓”“全面開花”下產(chǎn)業(yè)規(guī)模的盲目擴張，實現(xiàn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展真正建立在提高勞動力的基礎(chǔ)上；四是以穩(wěn)妥穩(wěn)健原則為指導(dǎo)，有計劃的在國家級新區(qū)開展服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點，專門進(jìn)行服務(wù)貿(mào)易管理體制、發(fā)展模式、便利化等方面制度建設(shè)的探索，實現(xiàn)服務(wù)業(yè)開放準(zhǔn)入的有序性。
（二）積極推進(jìn)“一帶一路”戰(zhàn)略，提升我國與沿線國家間的經(jīng)貿(mào)水平，有效推進(jìn)我國外貿(mào)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級
海關(guān)總署指出，2016年上半年，在出口下降2.1%，進(jìn)口下降4.7%，形成進(jìn)出口值雙降的形勢下，中國對部分“一帶一路”沿線國家出口卻呈現(xiàn)增長勢頭：我國對巴基斯坦、俄羅斯、孟加拉國、印度和埃及等國出口分別增長22.5%、16.6%、9%、7.8%和4.7%。同期，我國對歐盟出口增長1.3%、對美國出口下降4.6%、對東盟出口下降2.9%，3者合計占同期我國出口總值的46.4%。這既增強了我國在區(qū)域合作中的主導(dǎo)力又有效開拓了新市場，有利于順利推動產(chǎn)業(yè)跨境轉(zhuǎn)移，形成區(qū)域生產(chǎn)價值鏈。未來一是要進(jìn)一步完善合作區(qū)域間的治理框架，通過對協(xié)商機制的不斷優(yōu)化，確?！耙粠б宦贰睉?zhàn)略要點落到實處；二是要為戰(zhàn)略的實施提供相應(yīng)的融資合作配套機制，尤其是在基礎(chǔ)實施建設(shè)方面，為改變目前沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施較弱的現(xiàn)狀應(yīng)優(yōu)先實現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通；三是要優(yōu)先構(gòu)建一批兼具示范效應(yīng)和收益效應(yīng)的標(biāo)志性項目，以確保沿線國家參與戰(zhàn)略的信心和熱情，在此基礎(chǔ)進(jìn)一步推進(jìn)貿(mào)易投資合作； 四是要進(jìn)一步推進(jìn)貿(mào)易投資便利化建設(shè)，為我國產(chǎn)業(yè)未來的區(qū)域轉(zhuǎn)移奠定必要的物質(zhì)基礎(chǔ)、技術(shù)基礎(chǔ)，可通過深化與沿線國家海關(guān)、質(zhì)檢、電子商務(wù)、過境運輸?shù)阮I(lǐng)域的合作，提升整體貿(mào)易便利化水平。
（三）在當(dāng)下傳統(tǒng)競爭優(yōu)勢不斷削弱的背景下，重點發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，積極實現(xiàn)我國由“貿(mào)易大國”向“貿(mào)易強國”的轉(zhuǎn)變
2016年上半年，全國外貿(mào)進(jìn)出口延續(xù)“雙降”態(tài)勢，武漢出口總值卻逆市上揚，增幅為12.4%，據(jù)武漢海關(guān)統(tǒng)計的數(shù)據(jù)來看，高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口對全省外貿(mào)增長拉動作用明顯：湖北省高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口418.8億元，其中，出口247.7億元，增長超三成。在出口產(chǎn)品中，部分新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口大幅增長，如手機出口增長1.7倍；平板電腦出口增長超四成。此外，上半年出口值排名前三的企業(yè)均在武漢，分別為聯(lián)想移動通信貿(mào)易（武漢）有限公司，摩托羅拉（武漢）移動技術(shù)運營中心有限公司、鴻富錦精密工業(yè)（武漢）有限公司，其均是高新技術(shù)產(chǎn)品出口的“主力軍”。 2016年4月24日全國高新技術(shù)發(fā)展及產(chǎn)業(yè)化工作會的召開更是強調(diào)了當(dāng)下“大力推動大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新，為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展注入新活力”的首要任務(wù)?；诖耍磥硪獓@國家急需解決的關(guān)鍵問題或技術(shù)公關(guān)難度，組織或鼓勵企業(yè)與專門的的科研機構(gòu)進(jìn)行深度合作，幫助企業(yè)掌握核心技術(shù)搶占競爭競爭制高點，提升原始創(chuàng)新能力；另一方面應(yīng)積極調(diào)動企業(yè)自我主動創(chuàng)新的積極性，使其真正成為國家創(chuàng)新需求主體、研發(fā)主體、科技成果應(yīng)用主體，并最終實現(xiàn)自我知識技術(shù)的實際運用能力。
（四）積極促進(jìn)政策著力點從傳統(tǒng)外貿(mào)企業(yè)向跨境電子商務(wù)企業(yè)轉(zhuǎn)變，助推跨境電商成為我國外貿(mào)增長的新引擎
據(jù)中國電子商務(wù)研究中心的數(shù)據(jù)顯示，2015年，中國電子商務(wù)繼續(xù)保持快速發(fā)展的勢頭，交易額達(dá)到20.8萬億元人民幣（下同），同比增長約27%；進(jìn)易額接近6000億元，較2008年增加16.6倍，年均復(fù)合增長率達(dá)59.71%；2016年上半年電子商務(wù)交易額達(dá)2萬億，同比增長42.8%，較2015年增速提高12.2個百分點，占我國進(jìn)出口總值的17.3%?？梢?，跨境電子商務(wù)已經(jīng)成為進(jìn)出口貿(mào)易的重要組成部分。而從跨境出口電商貿(mào)易對象看，美國和歐盟市場較為穩(wěn)定，電商交易額在交易總額中的占比分別為16.6%和15.3%，而東盟地區(qū)則是我國第三大跨境電商貿(mào)易對象，交易額占比為11%。除此以外，我國與俄羅斯、印度、巴西等新興國家的交易也在迅速增長。這無疑是外貿(mào)“雙降”現(xiàn)狀下的又一條助推外貿(mào)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的新路徑。未來一是要通過對外開放的頂層設(shè)計，從更高的層次、更長遠(yuǎn)的角度來制定跨境電子商務(wù)發(fā)展戰(zhàn)略，完善對外開放的機制保障，提高駕馭對外開放的能力；二是要健全對外開放的風(fēng)險防范機制，提高摩擦應(yīng)對能力和貿(mào)易救濟(jì)能力，培育出具有全球有影響力的跨境電子商務(wù)企業(yè)；三是要利用跨境電子商務(wù)的快速發(fā)展，倒逼傳統(tǒng)外貿(mào)企業(yè)轉(zhuǎn)型，治愈抑制外貿(mào)可持續(xù)發(fā)展的諸多沉疴痼疾。四是要鼓勵國內(nèi)有條件的跨境電子商務(wù)企業(yè)積極“走出去”，到海外建設(shè)倉儲設(shè)施，通過批量發(fā)貨，降低跨境運輸成本，縮短當(dāng)?shù)嘏渌蜁r間，提升客戶響應(yīng)速度，融入境外零售體系。
參考文獻(xiàn)：
[1]祝坤福，陳錫康，楊翠紅.中國出口的國內(nèi)增加值及其影響因素分析[J].國際經(jīng)濟(jì)評論，2013（04）.
[2]羅長遠(yuǎn)，張軍.附加值貿(mào)易：基于中國的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（06）.
[3]中國社科院世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所.2015年世界經(jīng)濟(jì)黃皮書[R].北京：社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2014.
