FDI、進(jìn)出口貿(mào)易對中日經(jīng)濟關(guān)系影響的實證分析

摘要：本文利用1983～2010年年度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整理論、Granger因果檢驗和基于向量自回歸模型基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)函數(shù)對日本對華直接投資、中日進(jìn)出口貿(mào)易對中日經(jīng)濟的影響進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明各變量之間存在長期的均衡關(guān)系，從長期看日本對華直接投資和出口對國內(nèi)經(jīng)濟有促進(jìn)作用而，對日出口則對中國經(jīng)濟增長有抑制作用；進(jìn)口與國內(nèi)經(jīng)濟增長是互為因果關(guān)系；日本經(jīng)濟波動對中國經(jīng)濟波動影響較大而中國經(jīng)濟增長對日本經(jīng)濟有明顯促進(jìn)作用且較為穩(wěn)定。

關(guān)鍵詞：FDI；中日經(jīng)濟關(guān)系；中日進(jìn)出口貿(mào)易；VECM模型

一、前言

隨著中國改革開放的進(jìn)程不斷加深，中國與世界各國的聯(lián)系也日益密切。作為東亞的兩個經(jīng)濟大國，中日之間在進(jìn)出口貿(mào)易、投資等方面的聯(lián)系也不斷加強。中日雙邊貿(mào)易額從1973年的20億美元到2010年突破3000億美元。同時中日間貿(mào)易結(jié)構(gòu)正逐漸由垂直分工向水平分工發(fā)展。日本對華直接投資也從1983年的1.86億美元上升到2010年的40.8億美元，雖然增長過程中有幾次波動但總體呈上升趨勢。與此同時，在2002年后日本對華出口數(shù)量明顯超過中國對日出口且在隨后的幾年里中國對日貿(mào)易逆差在逐漸擴大。這表明隨著經(jīng)濟的發(fā)展中日間經(jīng)濟的依賴關(guān)系也發(fā)生了顯著的變化，由上世紀(jì)中國經(jīng)濟依賴日本到現(xiàn)在日本在對外貿(mào)易方面更加依賴中國。在這一系列變化之下我們對中日經(jīng)濟關(guān)系進(jìn)行實證研究就有較強的現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)回顧

就FDI、進(jìn)出口貿(mào)易來分析中日經(jīng)濟關(guān)系的文獻(xiàn)主要分為以下三類：一類是FDI對中日經(jīng)濟關(guān)系影響的研究。Ghatak和Haligiogluf（2007）通過單方程和聯(lián)立方程回歸檢驗表明FDI與經(jīng)濟增長之間是顯著正相關(guān)的。黃晉（2012）認(rèn)為改革開放以來，中國逐漸成為日本對外投資的重點，日本對華投資對兩國經(jīng)濟產(chǎn)生了積極的影響同時也存在一些問題，中國只有不斷完善投資環(huán)境才能真正利用國內(nèi)國外兩種資源增強國際競爭力。邊恕（2008）對日本對華直接投資對中日產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的研究結(jié)果表明中日兩國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正從早期單純的垂直分工向注重資本、技術(shù)集約型產(chǎn)業(yè)的水平分工轉(zhuǎn)變。馬凌（2006）對日本對華直接投資的決定性因素分析表明日本對華投資是以擴張本國邊際產(chǎn)業(yè)為直接目的。第二類是進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響的研究。國外學(xué)者Lee（1995）根據(jù)貿(mào)易與新增長理論研究顯示一國將含有高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口到國內(nèi)可促進(jìn)本國經(jīng)濟的增長。黃書權(quán)等（2008）運用協(xié)整理論對中日貿(mào)易與中國經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行了實證分析結(jié)果表明中國經(jīng)濟的發(fā)展大大促進(jìn)中日兩國貿(mào)易的開展，而中日貿(mào)易對中國經(jīng)濟增長影響不顯著。關(guān)雪凌、肖平（2008）通過運用貿(mào)易結(jié)合指數(shù)、顯性比較優(yōu)勢指數(shù)和貿(mào)易互補性指數(shù)對中日雙邊貿(mào)易現(xiàn)狀、比較優(yōu)勢、貿(mào)易互補性進(jìn)行研究，認(rèn)為中日在比較優(yōu)勢上存在較明顯差異，中日兩國之間貿(mào)易無論是出口還是進(jìn)口均具有互補性。第三類是日本對華直接投資對中日雙邊貿(mào)易產(chǎn)生的影響。王洪亮等（2003）運用格蘭杰因果檢驗對中日之間貿(mào)易和投資關(guān)系進(jìn)行分析結(jié)果表明日本對華投資和中日貿(mào)易之間存在長期互補關(guān)系。馮正強等（2008）分析日本對華直接投資對于中日雙邊貿(mào)易產(chǎn)生的效應(yīng)，結(jié)果表明日本對華直接投資與中國進(jìn)出口存在協(xié)整關(guān)系且日本對華直接投資與出口存在雙向因果關(guān)系而與進(jìn)口僅存在單項因果關(guān)系。李圣華、樸銀哲利用1986-2010年數(shù)據(jù)分析日本對華直接投資對中國貿(mào)易產(chǎn)生的影響表明日本對華投資發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化。中國進(jìn)入了“世界市場”的時代。

綜上所述，國內(nèi)學(xué)者對日本對華直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與中日經(jīng)濟增長大多進(jìn)行兩兩關(guān)系的研究而同時對三者影響關(guān)系進(jìn)行分析研究較少。并且在日本對華直接投資的選擇上大多采用流量分析。鑒于此，本文運用Granger因果檢驗、協(xié)整、向量誤差修正和基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)對1983-2010年日本對華直接投資存量、中日進(jìn)出口貿(mào)易和日本經(jīng)濟增長三變量對中國經(jīng)濟增長影響進(jìn)行實證分析。

二、數(shù)據(jù)與變量

本文共選取1983-2010年間共28個年度樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《世界統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》和外匯管理局。同時選取中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（CGDP）、日本對華直接投資（AFDI）、中國對日出口（EX）、中國對日進(jìn)口（IM）、日本國內(nèi)生產(chǎn)總值（JGDP）作為分析變量。

由于我國對外商直接投資采用的是增量統(tǒng)計方法而實際對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的是外商投資存量。因此我們有必要將投資增量轉(zhuǎn)化為存量。本文采用楊萬平等人（2009）使用的7%作為資本折舊率，初始日本對華投資存量采用1978-1982年的累計值（8000萬美元），固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)以1978年為基期計算得出用于消除日本對華直接投的價格影響因素。將以美元為單位的各變量用相應(yīng)各年的中美年均匯率進(jìn)行轉(zhuǎn)換。同時用CPI（1978=1）對各變量進(jìn)行平減以消除價格因素對各變量的影響。然后對各變量取自然對數(shù)目的是消除各時間變量可能存在的異方差情況并且使其趨勢線性化。

三、實證分析

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

在對時間序列進(jìn)行計量分析時首先要考察時間序列的平穩(wěn)性，我們對原序列及其差分序列進(jìn)行單位根檢驗。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗法。檢驗結(jié)果如下表：

注：檢驗形式（C，T，K）分別表示單位根檢驗方程式中含常數(shù)項、趨勢項與滯后項。表示一階差分。*、**、***分別表示1%、5%、10%的顯著性水平下的臨界值。

從表1的檢驗結(jié)果表明時間序列l(wèi)nCGDP、lnJGDP、lnAFDI、lnEX、lnIM是含有單位根的非平穩(wěn)時間序列而經(jīng)過一階差分后的差分序列是顯著平穩(wěn)的即原序列是一階單整I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

由于各時間序列是非平穩(wěn)的，用傳統(tǒng)的普通最小二乘法（OLS）對序列進(jìn)行回歸可能產(chǎn)生錯誤的結(jié)論即出現(xiàn)“偽回歸”。如果對上述序列的差分項進(jìn)行回歸又不能準(zhǔn)確的反映各變量之間的關(guān)系。為了避免這種情況我們采用Johansen（1988）、Johansen和Juselins（1990）提出的跡統(tǒng)計量檢驗法即JJ協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗對其滯后階數(shù)特別敏感如果滯后階數(shù)過大不能完整反映模型的動態(tài)特征，如果過小有可能導(dǎo)致虛假結(jié)果。為此，我們采用VAR模型滯后階數(shù)綜合準(zhǔn)則評比表（表2）來判斷其最佳滯后階數(shù)。

注：*表示由檢驗標(biāo)準(zhǔn)所推薦的最佳滯后階數(shù)。

表2所以其滯后階數(shù)為3。同時選擇含有常數(shù)項與線性趨勢項的協(xié)整方程，其檢驗結(jié)果如表3所示。

從表3中可以看出，在5%的顯著性水平下各時間序列是存在長期均衡關(guān)系的。下式是以中國經(jīng)濟增長為被解釋變量的協(xié)整方程：

第一組括號中的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差， 第二組括號中的數(shù)字為t統(tǒng)計量的值。t統(tǒng)計值表明， 回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗。從協(xié)整方程中可以看出，日本對華直接投資每增長一個百分點會促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長0.977個百分點。日本經(jīng)濟每增長一個百分點會促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟上升1.118個百分點。對日進(jìn)口對國內(nèi)經(jīng)濟增長的彈性為1.886，對日出口對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)為-4.197。說明對日進(jìn)口對國內(nèi)經(jīng)濟增長有促進(jìn)作用而對日出口對經(jīng)濟增長有抑制作用。造成這種現(xiàn)象的原因是中國對日出口大多是自然資源、農(nóng)副產(chǎn)品和勞動密集型產(chǎn)品，特別是自然資源的出口這在長期會制約中國經(jīng)濟的增長而日本對華出口大多以資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品為主，技術(shù)的引進(jìn)會促進(jìn)本國在吸收先進(jìn)技術(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行再創(chuàng)新從而推動經(jīng)濟的增長與轉(zhuǎn)型。

（三）向量誤差修正

協(xié)整檢驗結(jié)果表明各變量間存在長期的均衡關(guān)系。但如果在短期內(nèi)出現(xiàn)偏離均衡狀態(tài)的現(xiàn)象即就需要各變量的動態(tài)變化對出現(xiàn)偏離均衡狀態(tài)的情況做出反應(yīng)并進(jìn)行動態(tài)修正。這一修正過程就是向量誤差修正（VEC）。這里重點考察其他變量對中國經(jīng)濟增長的影響。以△lnCGDP為被解釋變量的向量誤差修正模型：

從上式中可以看出向量誤差修正系數(shù)為-0.05，說明經(jīng)濟增長在短期內(nèi)受到?jīng)_擊后誤差修正項會以5%速度向相反方向調(diào)整到長期均衡狀態(tài)。此外，由于進(jìn)口滯后項的系數(shù)均為正，出口滯后項的系數(shù)為負(fù)。表明進(jìn)口的變化在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長有正影響，出口的變化在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長有負(fù)影響，這與協(xié)整方程式一致。

（四）Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗證實各變量間存在長期的均衡關(guān)系但個變量間是否存在相互因果關(guān)系并無從得知。因此我們利用Granger因果檢驗法來驗證各變量是否存在因果關(guān)系，檢驗結(jié)果見表4。

從表4中可以看出，對日進(jìn)口與中國經(jīng)濟增長互為因果關(guān)系而對日出口與經(jīng)濟增長不互為因果關(guān)系。lnIM是lnJGDP的Granger原因，表明中國對日進(jìn)口是日本經(jīng)濟增長的原因，這也說明日本對華出口對日本經(jīng)濟增長的作用越來越大。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了VAR模型中一個隨機干擾項的一個標(biāo)準(zhǔn)沖擊對其他內(nèi)生變量當(dāng)前與未來值的影響軌跡。圖1是基于VAR（3）模擬的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸表示追溯期數(shù)，縱軸表示因變量對各變量的響應(yīng)大小。圖中實線代表1單位脈沖沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)的時間路徑，兩條虛線表示響應(yīng)數(shù)值為兩個標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。

從圖1中可以看到，國內(nèi)經(jīng)濟增長對出口沖擊響應(yīng)路徑先小幅上升后開始下降在第五期到達(dá)谷底然后逐漸上升在第九期達(dá)到峰值。從中日經(jīng)濟的脈沖響應(yīng)路徑看中國對日本經(jīng)濟沖擊的響應(yīng)具有較強的波動性（波動幅度為1）且在第三至五期為負(fù)值，日本對中國經(jīng)濟沖擊的響應(yīng)路徑一直為正且在長期內(nèi)保持相對穩(wěn)定的水平（波動幅度為0.1）。同時，國內(nèi)經(jīng)濟對日本對華直接投資存量沖擊的響應(yīng)路徑一直貼近橫軸在第七期后顯著上升說明外商直接投資對經(jīng)濟增長有一定的累積和時滯效應(yīng)。

四、結(jié)論

本文通過對1983-2010年間中國對日進(jìn)出口額、日本對華直接投資與日本經(jīng)濟對中國經(jīng)濟影響的數(shù)據(jù)分析了中日間經(jīng)濟關(guān)系得出以下結(jié)論：

1、各變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。從長期看日本對華投資與出口對中國經(jīng)濟有促進(jìn)用而對日出口對國內(nèi)經(jīng)濟增長有抑制作用。因此，應(yīng)該加強對日本技術(shù)密集型產(chǎn)品的進(jìn)口以促進(jìn)本國對先進(jìn)技術(shù)的吸收與再創(chuàng)新帶動國內(nèi)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。同時應(yīng)該減少本國自然資源的對日出口。

2、對日進(jìn)口與國內(nèi)經(jīng)濟增長互為因果關(guān)系。對日出口則不是中國經(jīng)濟增長的Granger原因，對日進(jìn)口是日本經(jīng)濟增長的Granger原因，這表明日本經(jīng)濟對中國對日進(jìn)口的依賴。

3、從脈沖響應(yīng)路徑圖看，中日經(jīng)濟是相互影響的但影響程度不同。日本經(jīng)濟的波動會對中國經(jīng)濟產(chǎn)生較大波動而中國經(jīng)濟的增長對日本經(jīng)濟有顯著的促進(jìn)作用且較穩(wěn)定。日本對華投資對中國經(jīng)濟增長有促進(jìn)作用，由于累積效應(yīng)對經(jīng)濟產(chǎn)生顯著影響的時間較長。

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