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张如庆
内容提要对国际贸易与对外直接投资关系的研究，国内的实证分析大多集中在对我国吸收外商直接投资与对外贸易关系的探讨上，而对我国的对外直接投资与对外贸易关系的讨论较少。本文
综合运用了协整理论、误差修正模型和Ｇ砌ｇｅｒ检验等多种方法，利用１９８２—２００２年度间的相关数
据，考察了我国对外直接投资与进出口之间的关系。结果表明，进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果性，即进出口分别是对外直接投资变化的原因，出口和对外直接投资之问存在长期均衡关系，而进口与对外直接投资之间没有长期稳定关系。
关键词
对外直接投资对外贸易协整关系误差修正模型Ｇｒａｎｇｅｒ非因果关系检验
作者简介张如庆，男，汉族，１９７６年生，安徽灵壁人，安徽财经大学国际贸易专业２００３级硕士研究生。研究方向：国际直接投资。
中图分类号：Ｆ７５２
文献标识码：Ａ
文章编号：１００７—６９６４［２００５】０３—０４１１１９—０９８５
自改革开放以来，我国的对外贸易发展迅猛，１９７８年我国进出口总额仅有２０６．４亿美元，而２００３年对外贸易量已达到８５１２．１亿美元，已增长了４１．２倍；我国的对外直接投资与吸引外国直接投资相比虽然有相当大的差距，但也得到了不断的发展，特别是“走出去”战略实施以后，发展更是迅速，２００２年对外直接投资总额高达２８．５亿美元。贸易与投资是同一主体的不同市场行为，从宏观的角度来说，对外直接投资与国际贸易之间有什么样的关系，理论界对此看法不一。本文基于中国改革开放以来对外直接投资与对外贸易的相关数据，运用计量的方法来探讨二者之间的关系，以期对我国的对外直接投资与对外贸易事业有所助益。
贸易模型基础之上的，ＭｕｎｄｅＵ认为，如果两国的生产函数相同，根据Ｏ—Ｈ—Ｓ定理，可以得出国际贸易与国际直接投资之间是完全替代的。Ｋ．Ｋｏｊｉｍａ（１９７７）则将国际贸易与国际直接投资统一于国际分工，提出了国际直接投资与国际贸易互补效应的小岛清模型；小岛清认为国际直接投资是资金、技术、管理经验的综合体转移，通过改变东道国的生产函数与消费水平，可促进两国的贸易发展。Ｍａｒｋｕｓｏｎ和Ｓｖｅｎｓｓｏｎ（１９８５）则利用要素比例模型揭示了商品贸易和要素流动之间的相互关系，指出它们之间表现为替代性还是互补性，依赖于贸易和非贸易要素之间的合作关系如何，如是合作关系，则商品的贸易和生长要素的流动将表现为一种互补关系，否则，则表现为一种替代关系。Ｂｈａｇｗａｔｉ等（１９８７）则从政治经济学的角度出发，指出彼此之间采取贸易保护措施的威胁和化解这种威胁的努力会产生补偿投资。
国外许多学者如Ｐ０吐ｅｒ（１９９０）、Ｈｅｉｎ（１９９２）、Ｌｕ．ｃａｓ（１９９３）、Ｊｕｎ和Ｓｉｎｇｌｌ（１９９６）等的实证研究表明出
一、文献回顾及问题的提出
对国际贸易与国际直接投资之间关系的正式研究是由Ｒｏｂｅｒｔ．Ａ．Ｍｕｎｄｅｌｌ（１９５７）最先开展的，并由其提出了贸易与投资的替代模型；该模型是建立在标准
口引致外国直接投资；还有的学者如眦ｎｌｌａ耵
《世界经济研究》２００５年第３期・２３・
万方数据
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
（１９９４）、Ｇｏｌｄｂｅｒｇ和Ｉ（１ｅｉｎ（１９９８）、Ｊｅｏｎ（２０００）实证研究表明ＦＤＩ和贸易之间存在着互补关系；Ｂａｙｏｕｍｉ和Ｌｉｐｗｏｎｌｌ（１９７７）运用日本和其主要贸易伙伴的相关数据，对贸易和ＦＤＩ做回归分析，发现ＦＤＩ的存量对贸易有长期影响，ＦＤＩ的流量对贸易有短期影响；Ｐａｉｎ和Ｗａｌ【ｅｌｉｎ（１９９８）对１１个ＯＥＣＤ国家的相关数据回归分析发现，ＦＤＩ流出会减少出口，而ＦＤＩ流入会扩
大出口。
表明我国外商直接投资与对外贸易之间存在着高度相关性，外国直接投资是推进我国对外贸易增长的一个重要变量。可以看出，国内的实证分析大多集中于我国外商直接投资与对外贸易的关系上，而对我国对外直接投资与对外贸易关系的实证分析鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。
二、实证分析
（一）数据的选取
国内学者江小涓（１９９９）研究表明，ＦＤＩ能够提升东道国的进出口商品结构，促使其由消费型进口转变为生产型进口。杨迤（２０００）在对我国外商直接投资与进出口数据进行相关分析的基础上，通过建立回归模型表明外商直接投资对促进我国对外贸易尤其是工业制成品出口有重要的作用。还有的学者应用因素分析法、绩效或贡献度分析法、Ｇｒ蚰ｇｅｒ非因果检验、协整分析与误差修正模型等多种方法对我国外商直接投资和对外贸易之间的关系进行实证分析，研究大多
表ｌ
由于我国开展对外直接投资较晚，加之统计数据的缺乏，样本仅设定在１９８２—２００２年之间。本文选取联合国贸易与发展委员会（ＵＮＣＴＡＤ）网站公布的中国对外直接投资额度量ＦＤＩ流出量，以中华人民共和国商务部公布的出口额（ＥＸ）与进口额（ＩＭ）来衡量对外贸易。然后对ＦＤＩ与ＥＸ、ＦＤＩ与ＩＭ等时间序列进行经济计量分析，选取的数据见表１。
中国对外直接投资额（ＦＤＩ）与进口额（ＩＭ）和出口额（ＥＸ）＿－览表（１９８２～１９９２年）
资料来源：对外直接投资数据来自ＵＮＣＴＡＤ网站，进出口贸易数据来自国家商务部网站。
（二）时间序列的平稳性ＡＤＦ检验原序列的性质和相互关系。
Ｃ．Ｊ．Ｇｍｇｅｒ和Ｎｅｗｂｏｌｄ通过多次模拟分析，发现
非平稳的时间序列变量之间经常发生伪回归现象而造成结论失效，因此对经济变量的时间序列进行传统的最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性，只有平稳的时间序列数据才能进行回归分析。若时间序列数据非平稳且同阶单整，可以进一步进行协整性检验，以确定时间序列变量之间是否存在某种长期稳定的关系。在此，对序列平稳性采用ＡＤＦ（ＡｕｇｍｅｎｔＤｉｃｋｅｙ—ＦｕＵｅｒ）检验，其结果见表２。为了便于分析，在检验的过程中对原序列取了对数，取对数后将更容易得到平稳数据，且不会改变
・２４・＜世界经济研究》２００５年第３期万方数据
由表２可知，ｈＥＸ和ＬｎＦＤＩ在５％的显著性水
平下都没有通过平稳性检验，而其一阶差分后两变量在５％的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即１阶单整，因此可以进一步检验两变量之间的协整关系。而ｈｌＩＭ在５％的显著性水平下通过了平稳性检验，表明该变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。ＬｎＩＭ和ＬｌｌＦＤＩ非同阶单整，因此，二者之间没有协整关系，无法进一步证明两者之间有长期稳定关系；另一方面，对ｂＩＭ和ｈｌＦＤＩ直接进行Ｊｏｈ粕ｓｅｎ协整检验也可以反证两者之间无协整关系。
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
表２
变量
Ｉ，ｎＥＸ
序列平稳性ＡＤＦ检验结果
（ｃ，ｔ＇ｐ）（ｃ，Ｏ，１）（ｃ，Ｏ，０）（ｃ，ｔ，１）（ｃ，ｔ，Ｏ）（ｃ，０，０）
检鼍挚
．２．０３０９．２．１２７８．１．６１９９２．０３４ｌ２．３４７０
ｓｃ鑫纂箍
．１。８８１８．２．０２８４．１．４２１１２．１８３６
．Ｏ．３６６８－５．８２７３＿４．０８９６－２．９８０９－５．５８０７
１％
－３．８３０４－３．８３０４．４．５３４８＿４．５０００－３．８３０４
ＡＤＦ黟值
－３．０２９４・３．０２９４－３．６７４６一３．６５９ｌ－３．０２９４
ｌｏ％
—２．６５５２－２．６５５２—３．２７６２一３．２６７７－２．６５５２
整合阶数
Ｔ，ｌ、
△（ＬｎＥＸ）
ＬｎＩＭ
ＬＩｌＦＤＩ
“Ｖ
Ｉ（Ｏ）
Ｔ，１、
△（ＬｍＦＤＩ）
２．４４“
１…
注：（１）变量栏中ｈＩ・表示原变量的对数，△（＋）表示变量的一阶差分；（２）检验类型括号中的ｃ表示检验平稳性时估计方程中的常数项，为０表示不含常数项；第二项表示时间趋势项，为Ｏ表示不含此趋势项；第三项表示自回归滞后的长度；用ＡＩＣ和ＳＣ准则来评价效果，选择ＡＩｃ和ｓｃ最小的检验类型。
（三）协整性检验
根据协整理论，如果两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而可有效避免伪回归问题。因此，对于经过平稳性检验后验明为同阶单整的序列来说，要进行协整性检验，分析它们之间的协整关系。本文采用Ｊｏｈ肌ｓｅｎ（１９８８）与Ｊｕｓｅｌｉｕｓ（１９９０）提出的一种基于向量自回归ＶＡＲ（ＶｅｃｔｏｒＡｕｔ０—ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ）的并且后来以Ｊｏｈ趴ｓｅｎ名字命名的Ｊｏｈ粕ｓｅｎ协整检验方法。
利用Ｅｖｉｅｗｓ３．１软件包对ｈＩＥＸ和ＬｎＦＤＩ的协整关系进行检验的结果见表３。在确定协整检验形式时是以赤池信息准则ＡＩＣ（ＡｋａｉｋｅＩｎｆｏ册“ｏｎＣｒｉｔｅｒｉｏｎ）
表３
和施瓦兹准则ＳＣ（Ｓｃｈｗａ心Ｃｒｉ－嘶ｏｎ）最小化为标准，滞后阶数为２阶。由表３可以看出，在５％的显著性水平上，因为迹统计量（似然比统计量）的值１６．０７３７５＞１５．４１，Ｏ．３５５４５６＜３．７６，所以ｈｌＥＸ和ＬｎＦＤＩ之间存在一个协整关系，ＬＩｌＥＸ和ｈｌＦＤＩ之问存在某种长期均衡关系。据此，在这里仅先设定协整回归模型为：
ｅｃｍ砘ｌＬｎＦＤ№帕４田ＥＸｔ＋８ｔ
（１）
具体的回归方程将同误差修正方程一同给出，以使协整回归方程与误差修正方程同时达到最佳回归。当期ＬｎＥＸ和ｈｌＦＤＩ处于均衡状态时，ｅｃｍ＝０；ｈｌＥＸ和ｈＩＦＤＩ处于非均衡状态时，ｅｃｍ≠０，后期将予以调整，使之趋于均衡。
Ｊｏｈ粕ｓｅｎ协整检验结果
（四）误差修正模型（ＥＣＭ）误差修正模型（Ｅｎ＿ｏｒ
Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ
期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。考虑到被解
Ｍｏｄｅｌ）是一种具
释变量的短期波动除了受误差修正项的影响外，还受到解释变量短期波动以及各变量滞后变化的影响，所以模型设定为：
ｎ１
有特定形式的计量经济模型，它的主要形式是由Ｄａｖｉｄｓｏｎ、Ｈｅｎｄｒｙ、Ｓｒｂａ和Ｙｅｏ（１９７８）提出的，称为ＤＨＳＹ模型。虽然是先有误差修正模型，然后才用协整理论去解释误差修正模型，但是，现在误差修正模型已成为协整分析的一个延伸。协整反映的是变量间的长期均衡关系，如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象（计量表现为一定的误差），则必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。由协整检验可知，中国对外直接投资与对外出口之间存在协整关系，则一定存在描述受对外出口影响的对外直接投资由短
ｍ
△ｈＩＦＤＩ印＋ｏｌｅｃｍ＋∑％△ｈＦＤＩ一∑以△ｈｌＥｘ—
ｉ＝ｌ
ｉ＝Ｏ
＋８ｔ
（２）
其中ｅｃｍ是误差修正项，０。是纠正速度系数，０，的绝对值越大纠正速度越快，ｎ，、ｎ２是使残差项ｅｔ为白噪声的最优滞后阶数。若０。显著不为零，则说明存在短期偏差调整机制，对外直接投资和对外出口的长期均衡关系对对外投资的短期变化有显著影响。
利用Ｅｖｉｅｗｓ３．１软件包得向量误差修正模型估计
＜世界经济研究＞２∞５年第３期・２５・
万方数据
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
的结果如下：
△ｈＩＦＤＩ－－１．２０２０４７ｅｃｍ＋０．３４９６００△ｈＩＦＤＬｌ＋ｏ．５６６４１３△ＬｎＦＤＩ＿２
（０－３１１９５）
（０．２３３０７）
（０．２８９３０）（１．９５７８９）一
（３）
与被解释变量之间存在因果关系的可能性就大，充其量只是说明二者之间的依存性较高。经济研究的一个重要目标就是确定经济变量间的因果关系。Ｃ．Ｗ．Ｊ．
（一３．８５３３６）””（１．１５００１）＋
Ｇ舢ｇｅｒ（１９６９）对变量之间的因果关系做了定义，并就
这种因果关系的存在性提出了检验方法，即Ｇｒａｎｇｅｒ非因果关系检验（Ｇｒａｎｇｅｒ
（４）
ｎｏ—ｃａｕｓａＪｉｔｙｔｅｓｔ），后由
＋５．００５８２９△ＬｎＥＸ—ｌ＋２．１９５４３８△ＬｒＩＥ）匕－０．９９３９３４（１．８４３１５）（２．７１５９１）＋…
（２．０３２７１）（１．０８００６）．
（０．４９８４９）（一１．９９３８９）一
Ｓｉｍｓ（１９７２）推广。本文利用此种检验法就中国对外直接投资与进出口之间的因果关系进行单向检验。
ｅｃｍ＝ＬｎＦＤＩ—ｌ一１．０３５７７３ＬｎＥＸ－１一Ｏ．１６５８０１
（０．１５１２１）（一６．８４９９４）～
由于Ｇ瑚ｇｅｒ检验结果对滞后期长度的变化比较
敏感，即滞后期选择的不同可能会得到不一致的结果，因此，在检验的过程中应选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。本文在检验的过程中选取了４个滞后期，相对于自由度来说，滞后期已足够长，检验结果如表４。由表４可以看出，检验结果较为一致，对外直接投资不是进出口变化的原因，而进出口却是对外直接投资变化的原因，此结论较为可信。
ＲⅫ．６９１２８７Ｒ韧．５６２６５６
ＡＩＣ＝１．７９０５１９
ＳＣ＝２．０８７３０９①
方程（３）、（４）中回归系数下面第１个括号内的数字是回归系数的标准差，第２个括号内的数字是ｔ统计值。两个方程的回归系数基本上都在１％或５％的水平上显著，仅有两个回归系数的显著性稍差。系数方程（３）、（４）的总体回归决定系数Ｒ２和Ｒ２较低，有可能是缺少其它解释变量所致，但不影响已有变量之间的关系。误差修正项通过了１％的显著性水平检验。误差修正模
型表明，在短期内，对外直接投资可能偏离它与对外出
三、结论
通过上文的实证检验，可以得出以下结论：第一，出口是对外直接投资变化的原因，出口推动着对外直接投资，出口和对外直接投资之间存在着长
口的长期均衡水平，但纠正速度系数的绝对值较大，ｌ０。Ｉ＝１．２０２０４７，因此二者的关系由短期偏离向长期均衡调整的过程呈现短期偏离围绕长期均衡振荡并快速衰减而趋向长期均衡。
（五）Ｇｍｎｇｅｒ非因果关系检验
①方程（３）、（４）中的・｝¨、｝¨、¨、＋分别表示在ｌ％、５％、１０％和１５％水平上显著。
回归模型拟合程度高，并不能说明回归解释变量
表４
Ｇｒａｎｇｅｒ非因果检验结果
・２６・《世界经济研究》２００５年第３期万方数据
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
期均衡关系。首先，这是符合企业国际化阶段理论的，企业国际化是一个渐进的过程，国际化的起端从出口
开始，等到产品在出口市场上成为有影响力的品牌，有
一定的市场份额，证明国外市场有利可图，并且企业对国外市场有所了解后，再转为在这个市场上投资。中国改革开放以来，在国际贸易方面获得的成就为中国企业进一步对外直接投资积蓄了必要的动力。其次，随着中国对外贸易规模的扩大，国际贸易地位的提高和出
口竞争的增强，已经或将要遭遇到外国政府所设置的
的贸易壁垒而进行的“关税引致的对外直接投资”会相ｐｒｏｑｕｏ
ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ）也会相应增多。最后，
国对外直接投资的迅速发展，不仅仅是政策推动的结第二，虽不能证明我国进口和对外直接投资之间第三，我国对外直接投资不是进出口变化的原因，万
方数据此，我们仍要进一步深化研究，积极加以应对。口
（责任编辑：段锡平）
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②我国海外企业对我国外贸出口的贡献率＝（海外企业当年从我国进口一海外企业上年从我国进口）／（全国当年出口一全国上年出口）×１００％，我国海外企业对我国外贸进口的贡献率＝（海外企业当年向我国出口一海外企业上年向我国出口）／（全国当年进口一全国上年进口）×１００％。
《世界经济研究》２００５年第３期・２７・
关税和非关税壁垒的限制越来越多，为规避已经存在应增多，为了化解潜在的贸易保护威胁而进行的“补偿投资”（ｑｕｉｄ
说明中国适时实施“走出去”战略的正确性。近年来，我果，同时也是市场机制客观规律发挥作用的体现，是顺
应经济发展的客观需要。
有长期均衡关系，但Ｇｒ锄ｇｅｒ检验结果至少表明我国
进口是对外直接投资变化的原因。首先，可能是随着经
济的发展，对制约中国经济发展的生产性战略资源的进口越来越多，为保障我国资源长期、有效和稳定的供应而引致了资源寻求型对外直接投资。其次，从企业的
角度来看，随着进口原料、半成品的增多，有更多的企
业开始在全球范围内实施纵向一体化战略，使外部市场内部化，这也引致对外直接投资。最后，随着进口的增多，也促进了贸易型的对外直接投资。中国企业跨国经营虽然涉及的领域广泛，但按投资金额划分，贸易型
投资占６０．１％。④
对贸易的替代或促进作用不明显。首先，这可能与对外直接投资的规模有关系，对外直接投资的规模总体偏小。目前中国境外投资金额仅占世界对外直接投资总量的０．１５％，吸引外资与对外直接投资的比例发达国家为１：１．１４，发展中国家为１：０．１３，而中国仅为１：０．０９，因此中国的对外直接投资尚处于起步阶段。这也间接说明中国的外商直接投资对我国进出口有明显推动作用的原因。其次，对外贸易的增长速度过快，贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。如果分别计算我国海外企业从我国进口或向我国出口对我国贸易的贡献率，可以更加清晰的看到这一点。‘２可以预见，随着我国对外直接投资规模的不断扩大，对外直接投资对我国进出口贸易的影响也会逐渐显现，因
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：被引用次数：
张如庆， ZHANG Ruqing安徽财经大学世界经济研究
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本文链接：http://d.g.wanfangdata.com.cn/Periodical_sjjjyj200503004.aspx
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张如庆
内容提要对国际贸易与对外直接投资关系的研究，国内的实证分析大多集中在对我国吸收外商直接投资与对外贸易关系的探讨上，而对我国的对外直接投资与对外贸易关系的讨论较少。本文
综合运用了协整理论、误差修正模型和Ｇ砌ｇｅｒ检验等多种方法，利用１９８２—２００２年度间的相关数
据，考察了我国对外直接投资与进出口之间的关系。结果表明，进口和出口分别与对外直接投资存在单向因果性，即进出口分别是对外直接投资变化的原因，出口和对外直接投资之问存在长期均衡关系，而进口与对外直接投资之间没有长期稳定关系。
关键词
对外直接投资对外贸易协整关系误差修正模型Ｇｒａｎｇｅｒ非因果关系检验
作者简介张如庆，男，汉族，１９７６年生，安徽灵壁人，安徽财经大学国际贸易专业２００３级硕士研究生。研究方向：国际直接投资。
中图分类号：Ｆ７５２
文献标识码：Ａ
文章编号：１００７—６９６４［２００５】０３—０４１１１９—０９８５
自改革开放以来，我国的对外贸易发展迅猛，１９７８年我国进出口总额仅有２０６．４亿美元，而２００３年对外贸易量已达到８５１２．１亿美元，已增长了４１．２倍；我国的对外直接投资与吸引外国直接投资相比虽然有相当大的差距，但也得到了不断的发展，特别是“走出去”战略实施以后，发展更是迅速，２００２年对外直接投资总额高达２８．５亿美元。贸易与投资是同一主体的不同市场行为，从宏观的角度来说，对外直接投资与国际贸易之间有什么样的关系，理论界对此看法不一。本文基于中国改革开放以来对外直接投资与对外贸易的相关数据，运用计量的方法来探讨二者之间的关系，以期对我国的对外直接投资与对外贸易事业有所助益。
贸易模型基础之上的，ＭｕｎｄｅＵ认为，如果两国的生产函数相同，根据Ｏ—Ｈ—Ｓ定理，可以得出国际贸易与国际直接投资之间是完全替代的。Ｋ．Ｋｏｊｉｍａ（１９７７）则将国际贸易与国际直接投资统一于国际分工，提出了国际直接投资与国际贸易互补效应的小岛清模型；小岛清认为国际直接投资是资金、技术、管理经验的综合体转移，通过改变东道国的生产函数与消费水平，可促进两国的贸易发展。Ｍａｒｋｕｓｏｎ和Ｓｖｅｎｓｓｏｎ（１９８５）则利用要素比例模型揭示了商品贸易和要素流动之间的相互关系，指出它们之间表现为替代性还是互补性，依赖于贸易和非贸易要素之间的合作关系如何，如是合作关系，则商品的贸易和生长要素的流动将表现为一种互补关系，否则，则表现为一种替代关系。Ｂｈａｇｗａｔｉ等（１９８７）则从政治经济学的角度出发，指出彼此之间采取贸易保护措施的威胁和化解这种威胁的努力会产生补偿投资。
国外许多学者如Ｐ０吐ｅｒ（１９９０）、Ｈｅｉｎ（１９９２）、Ｌｕ．ｃａｓ（１９９３）、Ｊｕｎ和Ｓｉｎｇｌｌ（１９９６）等的实证研究表明出
一、文献回顾及问题的提出
对国际贸易与国际直接投资之间关系的正式研究是由Ｒｏｂｅｒｔ．Ａ．Ｍｕｎｄｅｌｌ（１９５７）最先开展的，并由其提出了贸易与投资的替代模型；该模型是建立在标准
口引致外国直接投资；还有的学者如眦ｎｌｌａ耵
《世界经济研究》２００５年第３期・２３・
万方数据
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
（１９９４）、Ｇｏｌｄｂｅｒｇ和Ｉ（１ｅｉｎ（１９９８）、Ｊｅｏｎ（２０００）实证研究表明ＦＤＩ和贸易之间存在着互补关系；Ｂａｙｏｕｍｉ和Ｌｉｐｗｏｎｌｌ（１９７７）运用日本和其主要贸易伙伴的相关数据，对贸易和ＦＤＩ做回归分析，发现ＦＤＩ的存量对贸易有长期影响，ＦＤＩ的流量对贸易有短期影响；Ｐａｉｎ和Ｗａｌ【ｅｌｉｎ（１９９８）对１１个ＯＥＣＤ国家的相关数据回归分析发现，ＦＤＩ流出会减少出口，而ＦＤＩ流入会扩
大出口。
表明我国外商直接投资与对外贸易之间存在着高度相关性，外国直接投资是推进我国对外贸易增长的一个重要变量。可以看出，国内的实证分析大多集中于我国外商直接投资与对外贸易的关系上，而对我国对外直接投资与对外贸易关系的实证分析鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。
二、实证分析
（一）数据的选取
国内学者江小涓（１９９９）研究表明，ＦＤＩ能够提升东道国的进出口商品结构，促使其由消费型进口转变为生产型进口。杨迤（２０００）在对我国外商直接投资与进出口数据进行相关分析的基础上，通过建立回归模型表明外商直接投资对促进我国对外贸易尤其是工业制成品出口有重要的作用。还有的学者应用因素分析法、绩效或贡献度分析法、Ｇｒ蚰ｇｅｒ非因果检验、协整分析与误差修正模型等多种方法对我国外商直接投资和对外贸易之间的关系进行实证分析，研究大多
表ｌ
由于我国开展对外直接投资较晚，加之统计数据的缺乏，样本仅设定在１９８２—２００２年之间。本文选取联合国贸易与发展委员会（ＵＮＣＴＡＤ）网站公布的中国对外直接投资额度量ＦＤＩ流出量，以中华人民共和国商务部公布的出口额（ＥＸ）与进口额（ＩＭ）来衡量对外贸易。然后对ＦＤＩ与ＥＸ、ＦＤＩ与ＩＭ等时间序列进行经济计量分析，选取的数据见表１。
中国对外直接投资额（ＦＤＩ）与进口额（ＩＭ）和出口额（ＥＸ）＿－览表（１９８２～１９９２年）
资料来源：对外直接投资数据来自ＵＮＣＴＡＤ网站，进出口贸易数据来自国家商务部网站。
（二）时间序列的平稳性ＡＤＦ检验原序列的性质和相互关系。
Ｃ．Ｊ．Ｇｍｇｅｒ和Ｎｅｗｂｏｌｄ通过多次模拟分析，发现
非平稳的时间序列变量之间经常发生伪回归现象而造成结论失效，因此对经济变量的时间序列进行传统的最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性，只有平稳的时间序列数据才能进行回归分析。若时间序列数据非平稳且同阶单整，可以进一步进行协整性检验，以确定时间序列变量之间是否存在某种长期稳定的关系。在此，对序列平稳性采用ＡＤＦ（ＡｕｇｍｅｎｔＤｉｃｋｅｙ—ＦｕＵｅｒ）检验，其结果见表２。为了便于分析，在检验的过程中对原序列取了对数，取对数后将更容易得到平稳数据，且不会改变
・２４・＜世界经济研究》２００５年第３期万方数据
由表２可知，ｈＥＸ和ＬｎＦＤＩ在５％的显著性水
平下都没有通过平稳性检验，而其一阶差分后两变量在５％的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即１阶单整，因此可以进一步检验两变量之间的协整关系。而ｈｌＩＭ在５％的显著性水平下通过了平稳性检验，表明该变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。ＬｎＩＭ和ＬｌｌＦＤＩ非同阶单整，因此，二者之间没有协整关系，无法进一步证明两者之间有长期稳定关系；另一方面，对ｂＩＭ和ｈｌＦＤＩ直接进行Ｊｏｈ粕ｓｅｎ协整检验也可以反证两者之间无协整关系。
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
表２
变量
Ｉ，ｎＥＸ
序列平稳性ＡＤＦ检验结果
（ｃ，ｔ＇ｐ）（ｃ，Ｏ，１）（ｃ，Ｏ，０）（ｃ，ｔ，１）（ｃ，ｔ，Ｏ）（ｃ，０，０）
检鼍挚
．２．０３０９．２．１２７８．１．６１９９２．０３４ｌ２．３４７０
ｓｃ鑫纂箍
．１。８８１８．２．０２８４．１．４２１１２．１８３６
．Ｏ．３６６８－５．８２７３＿４．０８９６－２．９８０９－５．５８０７
１％
－３．８３０４－３．８３０４．４．５３４８＿４．５０００－３．８３０４
ＡＤＦ黟值
－３．０２９４・３．０２９４－３．６７４６一３．６５９ｌ－３．０２９４
ｌｏ％
—２．６５５２－２．６５５２—３．２７６２一３．２６７７－２．６５５２
整合阶数
Ｔ，ｌ、
△（ＬｎＥＸ）
ＬｎＩＭ
ＬＩｌＦＤＩ
“Ｖ
Ｉ（Ｏ）
Ｔ，１、
△（ＬｍＦＤＩ）
２．４４“
１…
注：（１）变量栏中ｈＩ・表示原变量的对数，△（＋）表示变量的一阶差分；（２）检验类型括号中的ｃ表示检验平稳性时估计方程中的常数项，为０表示不含常数项；第二项表示时间趋势项，为Ｏ表示不含此趋势项；第三项表示自回归滞后的长度；用ＡＩＣ和ＳＣ准则来评价效果，选择ＡＩｃ和ｓｃ最小的检验类型。
（三）协整性检验
根据协整理论，如果两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而可有效避免伪回归问题。因此，对于经过平稳性检验后验明为同阶单整的序列来说，要进行协整性检验，分析它们之间的协整关系。本文采用Ｊｏｈ肌ｓｅｎ（１９８８）与Ｊｕｓｅｌｉｕｓ（１９９０）提出的一种基于向量自回归ＶＡＲ（ＶｅｃｔｏｒＡｕｔ０—ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ）的并且后来以Ｊｏｈ趴ｓｅｎ名字命名的Ｊｏｈ粕ｓｅｎ协整检验方法。
利用Ｅｖｉｅｗｓ３．１软件包对ｈＩＥＸ和ＬｎＦＤＩ的协整关系进行检验的结果见表３。在确定协整检验形式时是以赤池信息准则ＡＩＣ（ＡｋａｉｋｅＩｎｆｏ册“ｏｎＣｒｉｔｅｒｉｏｎ）
表３
和施瓦兹准则ＳＣ（Ｓｃｈｗａ心Ｃｒｉ－嘶ｏｎ）最小化为标准，滞后阶数为２阶。由表３可以看出，在５％的显著性水平上，因为迹统计量（似然比统计量）的值１６．０７３７５＞１５．４１，Ｏ．３５５４５６＜３．７６，所以ｈｌＥＸ和ＬｎＦＤＩ之间存在一个协整关系，ＬＩｌＥＸ和ｈｌＦＤＩ之问存在某种长期均衡关系。据此，在这里仅先设定协整回归模型为：
ｅｃｍ砘ｌＬｎＦＤ№帕４田ＥＸｔ＋８ｔ
（１）
具体的回归方程将同误差修正方程一同给出，以使协整回归方程与误差修正方程同时达到最佳回归。当期ＬｎＥＸ和ｈｌＦＤＩ处于均衡状态时，ｅｃｍ＝０；ｈｌＥＸ和ｈＩＦＤＩ处于非均衡状态时，ｅｃｍ≠０，后期将予以调整，使之趋于均衡。
Ｊｏｈ粕ｓｅｎ协整检验结果
（四）误差修正模型（ＥＣＭ）误差修正模型（Ｅｎ＿ｏｒ
Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ
期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。考虑到被解
Ｍｏｄｅｌ）是一种具
释变量的短期波动除了受误差修正项的影响外，还受到解释变量短期波动以及各变量滞后变化的影响，所以模型设定为：
ｎ１
有特定形式的计量经济模型，它的主要形式是由Ｄａｖｉｄｓｏｎ、Ｈｅｎｄｒｙ、Ｓｒｂａ和Ｙｅｏ（１９７８）提出的，称为ＤＨＳＹ模型。虽然是先有误差修正模型，然后才用协整理论去解释误差修正模型，但是，现在误差修正模型已成为协整分析的一个延伸。协整反映的是变量间的长期均衡关系，如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象（计量表现为一定的误差），则必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。由协整检验可知，中国对外直接投资与对外出口之间存在协整关系，则一定存在描述受对外出口影响的对外直接投资由短
ｍ
△ｈＩＦＤＩ印＋ｏｌｅｃｍ＋∑％△ｈＦＤＩ一∑以△ｈｌＥｘ—
ｉ＝ｌ
ｉ＝Ｏ
＋８ｔ
（２）
其中ｅｃｍ是误差修正项，０。是纠正速度系数，０，的绝对值越大纠正速度越快，ｎ，、ｎ２是使残差项ｅｔ为白噪声的最优滞后阶数。若０。显著不为零，则说明存在短期偏差调整机制，对外直接投资和对外出口的长期均衡关系对对外投资的短期变化有显著影响。
利用Ｅｖｉｅｗｓ３．１软件包得向量误差修正模型估计
＜世界经济研究＞２∞５年第３期・２５・
万方数据
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
的结果如下：
△ｈＩＦＤＩ－－１．２０２０４７ｅｃｍ＋０．３４９６００△ｈＩＦＤＬｌ＋ｏ．５６６４１３△ＬｎＦＤＩ＿２
（０－３１１９５）
（０．２３３０７）
（０．２８９３０）（１．９５７８９）一
（３）
与被解释变量之间存在因果关系的可能性就大，充其量只是说明二者之间的依存性较高。经济研究的一个重要目标就是确定经济变量间的因果关系。Ｃ．Ｗ．Ｊ．
（一３．８５３３６）””（１．１５００１）＋
Ｇ舢ｇｅｒ（１９６９）对变量之间的因果关系做了定义，并就
这种因果关系的存在性提出了检验方法，即Ｇｒａｎｇｅｒ非因果关系检验（Ｇｒａｎｇｅｒ
（４）
ｎｏ—ｃａｕｓａＪｉｔｙｔｅｓｔ），后由
＋５．００５８２９△ＬｎＥＸ—ｌ＋２．１９５４３８△ＬｒＩＥ）匕－０．９９３９３４（１．８４３１５）（２．７１５９１）＋…
（２．０３２７１）（１．０８００６）．
（０．４９８４９）（一１．９９３８９）一
Ｓｉｍｓ（１９７２）推广。本文利用此种检验法就中国对外直接投资与进出口之间的因果关系进行单向检验。
ｅｃｍ＝ＬｎＦＤＩ—ｌ一１．０３５７７３ＬｎＥＸ－１一Ｏ．１６５８０１
（０．１５１２１）（一６．８４９９４）～
由于Ｇ瑚ｇｅｒ检验结果对滞后期长度的变化比较
敏感，即滞后期选择的不同可能会得到不一致的结果，因此，在检验的过程中应选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。本文在检验的过程中选取了４个滞后期，相对于自由度来说，滞后期已足够长，检验结果如表４。由表４可以看出，检验结果较为一致，对外直接投资不是进出口变化的原因，而进出口却是对外直接投资变化的原因，此结论较为可信。
ＲⅫ．６９１２８７Ｒ韧．５６２６５６
ＡＩＣ＝１．７９０５１９
ＳＣ＝２．０８７３０９①
方程（３）、（４）中回归系数下面第１个括号内的数字是回归系数的标准差，第２个括号内的数字是ｔ统计值。两个方程的回归系数基本上都在１％或５％的水平上显著，仅有两个回归系数的显著性稍差。系数方程（３）、（４）的总体回归决定系数Ｒ２和Ｒ２较低，有可能是缺少其它解释变量所致，但不影响已有变量之间的关系。误差修正项通过了１％的显著性水平检验。误差修正模
型表明，在短期内，对外直接投资可能偏离它与对外出
三、结论
通过上文的实证检验，可以得出以下结论：第一，出口是对外直接投资变化的原因，出口推动着对外直接投资，出口和对外直接投资之间存在着长
口的长期均衡水平，但纠正速度系数的绝对值较大，ｌ０。Ｉ＝１．２０２０４７，因此二者的关系由短期偏离向长期均衡调整的过程呈现短期偏离围绕长期均衡振荡并快速衰减而趋向长期均衡。
（五）Ｇｍｎｇｅｒ非因果关系检验
①方程（３）、（４）中的・｝¨、｝¨、¨、＋分别表示在ｌ％、５％、１０％和１５％水平上显著。
回归模型拟合程度高，并不能说明回归解释变量
表４
Ｇｒａｎｇｅｒ非因果检验结果
・２６・《世界经济研究》２００５年第３期万方数据
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
期均衡关系。首先，这是符合企业国际化阶段理论的，企业国际化是一个渐进的过程，国际化的起端从出口
开始，等到产品在出口市场上成为有影响力的品牌，有
一定的市场份额，证明国外市场有利可图，并且企业对国外市场有所了解后，再转为在这个市场上投资。中国改革开放以来，在国际贸易方面获得的成就为中国企业进一步对外直接投资积蓄了必要的动力。其次，随着中国对外贸易规模的扩大，国际贸易地位的提高和出
口竞争的增强，已经或将要遭遇到外国政府所设置的
的贸易壁垒而进行的“关税引致的对外直接投资”会相ｐｒｏｑｕｏ
ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ）也会相应增多。最后，
国对外直接投资的迅速发展，不仅仅是政策推动的结第二，虽不能证明我国进口和对外直接投资之间第三，我国对外直接投资不是进出口变化的原因，万
方数据此，我们仍要进一步深化研究，积极加以应对。口
（责任编辑：段锡平）
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②我国海外企业对我国外贸出口的贡献率＝（海外企业当年从我国进口一海外企业上年从我国进口）／（全国当年出口一全国上年出口）×１００％，我国海外企业对我国外贸进口的贡献率＝（海外企业当年向我国出口一海外企业上年向我国出口）／（全国当年进口一全国上年进口）×１００％。
《世界经济研究》２００５年第３期・２７・
关税和非关税壁垒的限制越来越多，为规避已经存在应增多，为了化解潜在的贸易保护威胁而进行的“补偿投资”（ｑｕｉｄ
说明中国适时实施“走出去”战略的正确性。近年来，我果，同时也是市场机制客观规律发挥作用的体现，是顺
应经济发展的客观需要。
有长期均衡关系，但Ｇｒ锄ｇｅｒ检验结果至少表明我国
进口是对外直接投资变化的原因。首先，可能是随着经
济的发展，对制约中国经济发展的生产性战略资源的进口越来越多，为保障我国资源长期、有效和稳定的供应而引致了资源寻求型对外直接投资。其次，从企业的
角度来看，随着进口原料、半成品的增多，有更多的企
业开始在全球范围内实施纵向一体化战略，使外部市场内部化，这也引致对外直接投资。最后，随着进口的增多，也促进了贸易型的对外直接投资。中国企业跨国经营虽然涉及的领域广泛，但按投资金额划分，贸易型
投资占６０．１％。④
对贸易的替代或促进作用不明显。首先，这可能与对外直接投资的规模有关系，对外直接投资的规模总体偏小。目前中国境外投资金额仅占世界对外直接投资总量的０．１５％，吸引外资与对外直接投资的比例发达国家为１：１．１４，发展中国家为１：０．１３，而中国仅为１：０．０９，因此中国的对外直接投资尚处于起步阶段。这也间接说明中国的外商直接投资对我国进出口有明显推动作用的原因。其次，对外贸易的增长速度过快，贸易规模的迅速扩大使得对外直接投资对贸易的影响弱化。如果分别计算我国海外企业从我国进口或向我国出口对我国贸易的贡献率，可以更加清晰的看到这一点。‘２可以预见，随着我国对外直接投资规模的不断扩大，对外直接投资对我国进出口贸易的影响也会逐渐显现，因
中国对外直接投资与对外贸易的关系分析
作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：被引用次数：
张如庆， ZHANG Ruqing安徽财经大学世界经济研究
WORLD ECONOMY STUDY2005(3)65次
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