日本對華直接投資對中日貿易影響的計量分析

摘 要：利用1986—2010年的時間序列數據，運用Johanson協整檢驗和Granger因果檢驗，分析日本對華直接投資對中日貿易所產生的影響。實證分析結果表明，在長期內日本對華累計直接投資和日本對華進出口之間存在長期關系，并日本對華累計直接投資對日本對華出口和進口產生不同的影響，且累計直接投資與日本對華出口之間存在格蘭杰意義上的因果關系。從中得出日本對華直接投資發生了結構性變化，中國進入“世界市場”時代的結論。

關鍵詞：直接投資；中日貿易；協整檢驗；因果關系；世界市場

中圖分類號：F74 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）01-0181-05

收稿日期：2011-10-29

作者簡介：李圣華（1972-），男（朝鮮族），吉林和龍人，副教授，博士，從事直接投資、中日經濟研究；樸銀哲（1970-），男（朝鮮族），吉林圖們人，副教授，博士，從事區域經濟合作研究。

引言

通過改革開放三十年以來的持續發展，到了2010年中國已超過日本成為世界第二大經濟體。隨著中國改革開放的不斷深入，中國經濟快速增長中最明顯的特征之一是對外貿易規模的持續擴大和大量外商直接投資的引進，表明中國與世界各國（地區）的經濟合作關系越來越密切。其中，作為亞洲最大的兩個經濟體，中日兩國在貿易、投資等各個領域的聯系不斷加強，中日雙邊貿易關系已成為兩國關系的重要組成部分，并且日本成為主要的對華直接投資國。

中日貿易始于20世紀70年代初，1973年僅為20億美元的雙邊貿易額，在2006年達到2 000億美元，到了2010年突破了3 000億美元大關。中日雙邊貿易的擴大不僅體現在量的擴大，也體現在貿易結構的變化上。目前，日本對中出口是以中間產品為主，中國對日出口是以最終產品為主，但近年來中國對日中間產品出口比重不斷上升。從產品別雙邊貿易來看，一般機械和電器機器的比重很高，很明顯已經發生從垂直分工轉變到水平分工。日本曾經是中國最大的貿易伙伴國，如今成為僅次于EU、美國的重要貿易伙伴國，而中國現在超過美國成為日本最大的貿易伙伴國，說明中日相互依賴關系隨著經濟發展也發生了明顯的變化。

日本在1985年“廣場協議”后日元升值為背景，開始進行對華直接投資。日本對華直接投資先后經過三次對華投資高潮，2005年達到迄今為止的最高峰65.3億美元，2010年的對華直接投資額為42.4億美元，近年來的特征是契約件數逐漸減少，但投資額穩步增長。日本現在是僅次于香港、維爾京群島、新加坡的主要對華直接投資國。

關于中日之間的經貿關系，已有國內外很多文獻研究有關中日雙邊貿易和日本對華直接投資。國內文獻當中，如關雪凌、肖平（2008）利用貿易結合度系數、顯示比較優勢指數和貿易互補性指數的研究結果表明，中日在比較優勢上存在明顯差異，且兩國之間貿易在進出口方面均具有互補性。許培源、湯靜（2009）的實證研究表明，中日貿易已經以產業內貿易為主，是一種含有某些水平分工因素的高級形態的垂直型產業內貿易，證實了中日產業內貿易具有明顯的梯度特點。王洪慶（2006）運用面板數據分析方法研究發現，20世紀90年代以來日本在華制造業累計直接投資對中日貿易起到了積極的作用，除紡織業外的其他制造業的直接投資存量對各行的進出口均產生積極的促進作用。喬雯、楊平、易法海（2008）的實證結果表明，對日農產品出口、從日農產品進口和貿易總量與日本對華農業直接投資之間均存在長期穩定的互補關系，且直接投資對農產品具有長期因果關系，但直接投資和對日農產品出口之間不存在格蘭杰因果關系。

日本文獻中，如西中淳哉（2006）研究結果表明中日貿易互補性較強，特別是在中間產品的貿易上互補性更為顯著。且日本對華直接投資與貿易規模的擴大有著密切的聯系。石塚明徳等（2006）的實證研究表明，中國的稅率對日本對華直接投資的影響很大，匯率與日本對華直接投資之間存在負相關關系。深尾京司（2003）指出中日之間產業內貿易很活躍，而且海外市場占有率高的出口主導產業主要進行對外投資。坂田幹男（2009）研究結果表明，中日美之間已形成日本提供中間產品，中國進行加工，并最終出口到美國的三角國際分工關系。

基于以上的分析發現，目前的研究主要集中在中日貿易結構和部分行業的分析，實證分析主要采用FDI的流量數據，采用存量數據的分析很少。并且缺乏基于時間序列數據對日本對華直接投資與中日貿易進行協整分析的文獻。本文通過選取1986—2010年的時間序列數據，運用協整檢驗和格蘭杰因果檢驗的方法，重點探討日本對華累計直接投資與中日貿易之間的關系。

一、 分析步驟

1.建立模型。本文主要分析日本對華累計直接投資對中日貿易所產生的影響，因此建立進出口模型探討FDI對進出口的影響。標準的進出口模型是由出口額或進口額為被解釋變量（詳見李圣華（2008）），且相應的解釋變量是相對價格（國內和外國價格之比）和經濟規模（國內或外國GDP）。根據本文的目的，對標準進出口模型進行修正，將用日本對華累計直接投資額（SFDI）來取代經濟規模，相對價格由出口額（EX）或進口額（IM）來代替。由出口額或進口額來代替相對價格的原因是，目前日本對華主要出口中間產品，從中國進口最終產品，而且在一般機械和電器機器等行業上已經出現有垂直分工轉移到水平分工。所以分析進口的時候要考慮出口的影響，分析出口的時候也要考慮進口的影響。因為本文選取的數據是日本的對華進出口統計數據，所以嚴格來講本文建立的模型是日本的進出口模型。在理論上日本的對華出口就是中國的對日進口，日本的進口是中國的對日出口，因此研究其一就可。本文采用的模型按如下形式來表示，公式（1）是出口模型，公式（2）是進口模型，L表示取自然對數，且解釋變量對被解釋變量都有正的影響。

LEXt=F（LIMt，LSFDIt） （1）

LIMt=H（LEXt，LSFDIt） （2）

2.單位根檢驗。當時間序列含有單位根時，它就是一個非平穩的時間序列。如果利用非平穩的時間序列做分析，就會引起虛假回歸的發生。當時間序列平穩時，外部沖擊產生的影響是一時的，隨著時間的流逝外部沖擊產生的影響會消失，序列回到長期的平均水準。本文采用增廣ADF檢驗，對所有變量進行單位根檢驗。

3.協整檢驗及Granger因果關系。協整是對非平穩時間變量長期關系的統計描述，非平穩變量間存在的長期穩定的關系稱作協整關系。如果一個非平穩的序列取一階差分之后變平穩，則稱該序列是一階單整序列，記為I（1）。經過d次差分之后才能平穩的序列稱作d階單證序列，記為I（d）。時間序列具有相同的單整次數是序列之間存在協整性的必要條件。時間序列的單整次數相同，說明變量之間可能存在協整關系，表示變量之間存在長期穩定的比例關系。若N各時間序列存在協整關系，則非均衡誤差必然是I（0）。本文采用Johanson協整檢驗，分析上述建立的模型到底存不存在長期穩定的關系?；谏鲜龇治龅幕A上，最后根據向量自回歸（VAR）模型檢驗變量之間的格蘭杰意義上的因果關系。

4.數據來源。本文選取的數據來源為日本財務省的統計數據庫數據和中國商務部數據。日本對華出口額和進口額選取日本財務省的統計數據，1996年以后的數據是日本貿易振興機構（JETRO）提供的數據，單位為億美元。日本對華直接投資額采用中國商務部外資統計數據，單位為億美元。日本對華直接投資是從1986年開始，因此本文選取的樣本區間為1986—2010年。文中的主要變量是日本對華出口額（EX）、日本從中國的進口額（IM）以及日本對華投資額（FDI），因直接投資的存量無法獲取，因此，從1986年開始加總得累計直接投資額（SFDI），近似為直接投資存量。對上述變量取自然對數，分別記為LEX、LIM、LSFDI。

二、計量檢驗及分析結果

1.單位根檢驗。在進行協整檢驗和格蘭杰因果檢驗之前，用Eviews6.0對時間序列變量進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗方法，變量的最佳滯后階數根據AIC準則確定。單位根檢驗結果顯示（見表1），LEX、LIM和LSFDI統計量的值均大于顯著水平10%的臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設，是非平穩的時間序列數據。而所有變量采取一階差分之后5%的顯著水平上拒絕存在單位根的原假設，都是一階單整I（1）序列，達到平穩狀態。

2. 協整檢驗及Granger因果檢驗。（1）協整檢驗。通過上單位根檢驗，發現所有變量是相同單整階數的序列，變量之間可能存在長期穩定的關系，因此可以對模型進行協整檢驗。本文采用Johanson協整檢驗方法進行協整檢驗。在進行Johanson協整檢驗之前，首先需要確定VAR模型的滯后階數。VAR模型的滯后期利用AIC、SC、LR等準則來選擇最佳滯后期。由下頁表2可以看出，滯后期為4的VAR模型最理想。之后對殘差進行Q統計量檢驗、懷特檢驗和檢驗，結果表明各方程回歸的殘差序列不存在自相關和異方差，滿足正態性。

因為協整檢驗是對無約束VAR模型進行協整約束后得到的，因此協整檢驗的VAR模型的滯后期確定為3。協整檢驗是從不存在協整關系的原假設開始逐步進行，在表3的檢驗中，

原假設r≤2的跡統計量為20.74，大于1%的臨界值12.97，即1%的顯著水平上拒絕原假設，表示日本對華出口額、進口額和對華累計直接投資之間存在三個協整關系。因為本文的目的是分析日本對華直接投資對中日兩國貿易所產生的影響，所以只分析日本進出口模型的估計。經過標準化的協整關系由方程（3）和（4）來表示，分別表示出口模型和進口模型的估計結果。

lnEX=-4.3364+2.1442lnIM-0.6929lnSFDI （3）

（-0.3514） （0.0848） （-0.0496）

lnIM=1.9918+0.4593lnEX+0.3183lnSFDI （4）

（0.1147） （0.0197） （0.0123）

方程（3）和（4）中括號內的數字為相應系數的標準誤差。在長期內進口和出口分別對出口和進口產生正的影響。比如在日本對中出口模型中日本從中國的進口增加1%，則對華出口增加2.1%；在進口模型中對華出口增加1%，則從中國的進口增加0.46%，且都在1%的顯著水平上顯著。這說明對中出口和進口之間存在互補性，符合目前日本對中主要出口中間產品，從中國主要進口最終產品的現狀。但是累計直接投資SFDI對日本對華出口和進口的影響卻完全相反，這也是本文的實證分析結果與其他文獻中的結果截然不同的特點。在進口模型中SFDI對進口產生正的積極影響，符合理論上的符號條件。但在出口模型上SFDI對日本對華出口產生負的影響，說明累計直接投資的增加導致日本對華出口的下降。這似乎違背經濟理論的結果到底說明什么問題呢？

我們需要打破常識性的日本對華直接投資促進日本對中中間產品出口的這一觀點。的確日本對華直接投資促進了日本對華中間產品的出口，這是不容置疑的事實。但在長期內，隨著中國改革開放的深入和中國經濟的飛躍發展，世界對中國的認識從“世界工廠”逐漸轉變到“世界市場”。外商對中國的投資從簡單的加工貿易，逐步轉移到瞄準中國國內市場的投資，而且采購零部件等問題上逐步實現了本地化。日本對華累計直接投資在長期內對日本對中出口產生負的影響，也是印證這種現象，說明日本對華直接投資發生了結構性的變化。也就是說以中國市場為目的的對華直接投資，它的生產經營活動主要圍繞中國國內市場需求而進行，逐步脫離了加工貿易形式的生產經營模式，在中國生產和銷售。近幾年以利用廉價勞動力為主要目標的勞動密集型外企紛紛出中國市場，取而代之的是以中國市場為目標的投資和金融等領域的投資增加。把這些問題結合起來分析的話，能夠說明日本對華直接投資在長期內對日本對華出口產生負的影響的原因。通過協整檢驗發現，日本對華累計直接投資對日本的對華進出口存在長期穩定的均衡關系，但對出口和進口的影響不同。從中分析到日本對華直接投資發生了結構性的變化，針對中國國內市場的直接投資的增加，預示著中國的“世界市場”時代的來臨。

（2）格蘭杰因果檢驗。通過上述協整檢驗我們確認了日本對華出口額、進口額和累計直接投資之間存長期的關系。為了進一步了解各個變量之間的短期因果關系，通過格蘭杰因果檢驗對變量之間的短期因果關系進行檢驗。

下頁表4是Granger因果關系檢驗結果，可以看出在短期內日本對華出口和進口之間不存在格蘭及意義上的因果關系，而且累計直接投資（SFDI）和日本從中國的進口之間也不存在格蘭杰意義上的因果關系，在短期內相互之間互不影響。但是在5%的顯著水平上SFDI和日本對華出口之間存在雙方向的格蘭杰意義上的因果關系，說明在短期內投資的增加促進出口的擴大，且出口的增也促進直接投資的擴大。在僅限于累計直接投資和出口方面關系上看，這與上面的長期協整分析結果不同。也就是意味著累計直接投資在很短的時間內對出口產生正的影響，之后就轉向產生負的影響。

結論

本文對日本對華累計直接投資與日本對華進出口之間關系進行實證分析，分析步驟依次是建立進出口模型、單位根檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果檢驗。通過計量分析得出的主要結論如下：（1） 建立進出口模型之后，對各個經濟變量進行單位根檢驗。取自然對數的時間序列變量存在單位根，但對此取一階差分之后變成平穩序列，因此可以進行協整檢驗，協整檢驗的結果是各變量之間存在長期穩定的關系。日本對華出口和進口之間存在互補關系，但是日本對華SFDI對出口和進口的影響正好相反，SFDI對日本從中國的進口產生正的影響，對日本對華出口產生負的影響。（2）格蘭杰因果檢驗的結果表明，在短期內SFDI和進口之間不存在格蘭杰意義上的因果關系，但SFDI和對華出口之間存在雙方向的格蘭杰意義上的因果關系。

以上結果綜合起來看，SFDI在長期內對日本從中國的進口產生正的積極影響，這符合中日貿易的現狀。即日本對華直接投資促進了日本對華出口（主要是中間產品），對華出口的增加引起從中國的進口（主要是最終產品）增加。但累計直接投資對日本對華出口產生負的影響，這似乎違背相關經濟理論。因為本文利用的直接投資變量選擇存量意義上的累計直接投資變量，而不是簡單的流量意義上的FDI，可能這種選擇導致了本文的結論與其他文獻的研究完全相反的結果。但是正因為采取累計直接投資變量，我們總結出了日本對華直接投資發生了結構性變化的這一結果。這表明日本對華直接投資從以前利用廉價勞動力進行加工貿易的階段，逐步上升至重視中國市場的層面上來，對華投資的結構和性質發生了根本性的變化。從中也能推測隨著中國經濟的飛躍發展，外商對華直接投資的結構和目的發生了巨大變化，預示著中國“世界市場”時代的來臨。以中國市場為目的的大量外商直接投資的涌入，意味著擁有獨有先進技術的大批外資企業的到來，中國國內企業面對的市場競爭更加激烈，這也會將激勵中國企業創新新技術的能力。

當然，本文在研究中存在一些局限性。如累計直接投資變量的選擇上應扣除折舊和直接投資送回國內的投資回報等因素，因無法獲取這些信息，直接把簡單加總起來的投資額視為累計直接投資額。還有進出口模型應包含相對價格項，因中國進出口的數量指數和價格指數無法獲取，用進出口額來分別在進出口模型中替代使用。所以，當具體的統計數據收集后，再利用行業別直接投資和進出口數據來進行更加詳細的分析將成為今后研究的基本方向。

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Econometric Analysis of the Impact of Japanese Direct Investment in China on China-Japan Trade

LI Sheng-hua， PIAO Yin-zhe

（Postdoctoral of School of Economics of Nankai University ，Tianjin 300071，China）

Abstract: In this paper we study the effect of Japan’s direct investment on trade volume between Japan and China， using Johanson Co-integration test and Granger cause test. The series used covers through 1986 to 2010. The empirical results show that， there is long-run relationship between the Japan’s direct investment and export to China， however the effects of Japan’s cumulated investment on Japan’s export and import seem to be quite different. The cumulative direct investment of Japan Granger causes Japan’s export. All these imply that the structure of Japan’s investment to China has changed， moreover， China’ economy has transformed from a period of“world market” to “world factory”.

Key words: direct investment; China-Japan trade; Co-integration test; Granger-cause test; world market

[責任編輯 安世友]