時(shí)間：2023-06-15 17:17:50
序論：在您撰寫對(duì)外進(jìn)出口貿(mào)易時(shí)，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(duì)外直接投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型
改革開放以來(lái)，浙江對(duì)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(zhǎng)31.2%，高出全國(guó)同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬(wàn)美元增加到2005年的17000萬(wàn)美元，處于全國(guó)領(lǐng)先水平?？梢姡憬膶?duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國(guó)內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國(guó)的企業(yè)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國(guó)對(duì)外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對(duì)各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)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(gè)：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(bǔ)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(guó)的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國(guó)際直接投資并不是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的簡(jiǎn)單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國(guó)際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國(guó)對(duì)另一國(guó)的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造了對(duì)外貿(mào)易。無(wú)論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來(lái)的，并沒有經(jīng)過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對(duì)外直接投資與投資國(guó)對(duì)外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國(guó)、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國(guó)際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983)和Svensson(1984)對(duì)要素流動(dòng)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(bǔ)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(bǔ)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(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家國(guó)際貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的理論分析,而對(duì)于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資和國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對(duì)印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)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(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國(guó)來(lái)說(shuō)意義甚微。由于國(guó)內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系。
二、實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對(duì)外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)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(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對(duì)外直接投資額（CFDI）衡量對(duì)外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對(duì)浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來(lái)衡量對(duì)外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為,FFDI在中國(guó)發(fā)揮作用時(shí)，中國(guó)的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對(duì)外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI)。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)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(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，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(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)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(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)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(gè)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(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(duì)于通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來(lái)說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗(yàn)
近年來(lái)，不少國(guó)內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)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(duì)外直接投資有長(zhǎng)期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)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(yùn)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(shí)消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對(duì)浙江省對(duì)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(yàn)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(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)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(jì)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(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.0709%；FFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.5622%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.2407%。原因在于浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來(lái)說(shuō)總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過(guò)對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來(lái)看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長(zhǎng)期來(lái)看卻對(duì)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(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來(lái)越明顯，市場(chǎng)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(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)0.054923%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)2.333%。同理，浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長(zhǎng),說(shuō)明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)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(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說(shuō)明更多的外商在浙江省實(shí)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(lái)自本土,從國(guó)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(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)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(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)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(huì)通過(guò)對(duì)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(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。
由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)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(duì)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(duì)EX的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，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(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說(shuō)明浙江對(duì)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(duì)IM的增長(zhǎng)也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對(duì)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(guò)浙江對(duì)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(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來(lái)分析對(duì)外直接投資與進(jìn)口增長(zhǎng)、出口增長(zhǎng)之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長(zhǎng)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(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)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(shì)的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場(chǎng)的市場(chǎng)型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長(zhǎng)期的趨勢(shì)來(lái)看是十分明顯的,無(wú)疑明顯影響到了浙江省出口的增長(zhǎng)規(guī)模。同時(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)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(shí)證分析來(lái)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國(guó)原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國(guó)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(guó)外進(jìn)口。因而通過(guò)對(duì)外直接投資能在國(guó)外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無(wú)疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國(guó)際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來(lái)越多的外國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)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(duì)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(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對(duì)外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對(duì)外直接投資尚處于起步階段。通過(guò)加快對(duì)外直接投資帶動(dòng)國(guó)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(duì)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(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對(duì)外直接投資能促進(jìn)母國(guó)出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對(duì)外直接投資可以說(shuō)經(jīng)歷了一個(gè)從無(wú)到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對(duì)進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來(lái)得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測(cè)（王亞平，2004），“十一五”期間我國(guó)對(duì)外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對(duì)外直接投資額。隨著浙江省對(duì)外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對(duì)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(qiáng)。
本文實(shí)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(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。
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(duì)外直接投資的作用，對(duì)能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對(duì)外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對(duì)外直接投資。以往政府有關(guān)對(duì)外直接投資政策的制定大多涉及與對(duì)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(duì)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(shí)可行的對(duì)外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國(guó)際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國(guó)公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0后,國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)內(nèi)外企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,如果只是固守本地市場(chǎng)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng),那么其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額勢(shì)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(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中掌握主動(dòng)權(quán)。
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關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易；影響機(jī)制；面板格蘭杰因果檢驗(yàn)
基金項(xiàng)目：教育部重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（11JJD790024）。
作者簡(jiǎn)介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學(xué)跨國(guó)公司研究中心、南開大學(xué)國(guó)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(guó)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(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系碩士研究生，主要從事國(guó)際貿(mào)易理論與政策研究。
中圖分類號(hào)：F720 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：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(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易的關(guān)系一直是理論界關(guān)注和爭(zhēng)論的問題。國(guó)際直接投資包括外國(guó)直接投資（inward FDI）和對(duì)外直接投資（outward FDI）兩個(gè)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(guó)對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易的影響。①中國(guó)對(duì)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(duì)較小。但是，近年來(lái)，在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，在綜合國(guó)力增強(qiáng)、外匯儲(chǔ)備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國(guó)對(duì)外直接投資獲得了迅速發(fā)展，2010年我國(guó)對(duì)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(kuò)大的對(duì)外直接投資對(duì)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(bǔ)關(guān)系、如何更好地利用對(duì)外直接投資促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展，不僅具有理論價(jià)值，而且對(duì)我國(guó)對(duì)外開放與經(jīng)貿(mào)政策的制定具有現(xiàn)實(shí)借鑒意義。
Mundell（1957）最早正式研究了國(guó)際直接投資與國(guó)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(kuò)張理論提出了國(guó)際直接投資與貿(mào)易的互補(bǔ)關(guān)系。目前多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，從理論上分析國(guó)際直接投資與國(guó)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(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究也沒有統(tǒng)一的結(jié)論。國(guó)外有關(guān)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證文獻(xiàn)大多以發(fā)達(dá)國(guó)家為研究對(duì)象，其中又以美國(guó)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(bǔ)關(guān)系，還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定，但以驗(yàn)證互補(bǔ)效應(yīng)的居多。在國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論，運(yùn)用零回歸方法的實(shí)證分析表明：中國(guó)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的直接投資對(duì)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(guó)對(duì)非發(fā)達(dá)國(guó)家的直接投資對(duì)進(jìn)口沒有顯著影響，對(duì)出口則有一定影響。張如慶（2005）綜合運(yùn)用協(xié)整理論、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，認(rèn)為我國(guó)進(jìn)口和出口分別與對(duì)外直接投資存在單向因果關(guān)系，對(duì)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(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響，指出二者為互補(bǔ)關(guān)系，雖然后者認(rèn)為這一作用的程度極小。項(xiàng)本武（2009）運(yùn)用面板協(xié)整模型和誤差修正模型，驗(yàn)證了我國(guó)長(zhǎng)期對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但二者對(duì)短期的效應(yīng)持不同觀點(diǎn)。
綜上所述，有關(guān)我國(guó)對(duì)外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對(duì)較少，并且結(jié)論并不一致。筆者就對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制進(jìn)行理論分析，并對(duì)中國(guó)的情況加以實(shí)證研究。在實(shí)證方法上，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多使用時(shí)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(guó)對(duì)105個(gè)國(guó)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(dòng)態(tài)VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗(yàn)方法考察我國(guó)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系。
二、對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制
（一）對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響
圖1~圖3歸納了對(duì)外直接投資帶動(dòng)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(shí)，一般需要從母公司購(gòu)買資本設(shè)備、原材料等；另一方面，在國(guó)外子公司經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，可能在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)從母國(guó)進(jìn)口零部件和中間產(chǎn)品，從而對(duì)出口形成持續(xù)性的帶動(dòng)作用，尤其是在加工裝配行業(yè)這一效應(yīng)更為明顯。實(shí)際上，不同類型的對(duì)外直接投資都可能對(duì)出口形成促進(jìn)作用：以擴(kuò)大和開辟海外市場(chǎng)、以為出口服務(wù)為目的的市場(chǎng)導(dǎo)向型對(duì)外直接投資，通過(guò)在世界其他國(guó)家（地區(qū)）設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機(jī)構(gòu)，構(gòu)筑國(guó)際市場(chǎng)營(yíng)銷網(wǎng)絡(luò)可以促使出口增加；資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資帶動(dòng)了開采所需設(shè)備和相關(guān)產(chǎn)品的出口，并且隨著母國(guó)進(jìn)口開采出的資源，該國(guó)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(duì)外直接投資可以獲得反向技術(shù)溢出效應(yīng)，提高母國(guó)產(chǎn)品的技術(shù)含量和出口競(jìng)爭(zhēng)力。
圖1 對(duì)外直接投資的出口促進(jìn)效應(yīng)
對(duì)外直接投資對(duì)出口既有促進(jìn)作用，也有替代作用。首先，無(wú)論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)?guó)內(nèi)生產(chǎn)能力過(guò)剩、市場(chǎng)相對(duì)飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國(guó)外而進(jìn)行的市場(chǎng)導(dǎo)向型對(duì)外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運(yùn)輸成本進(jìn)行效率導(dǎo)向型對(duì)外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國(guó)外后，在東道國(guó)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(guó)家，從而替代母國(guó)同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國(guó)企業(yè)利用技術(shù)擴(kuò)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(guó)的出口。此外，國(guó)外分支機(jī)構(gòu)在東道國(guó)的當(dāng)?shù)夭少?gòu)也會(huì)替代母國(guó)中間產(chǎn)品的出口。
圖2 對(duì)外直接投資的出口替代效應(yīng)
（二）對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口的影響
與出口的情況相類似，對(duì)外直接投資對(duì)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(duì)外直接投資以開發(fā)國(guó)外資源、保證母國(guó)供給為目的，會(huì)增加母國(guó)資源類產(chǎn)品的進(jìn)口；效率導(dǎo)向型對(duì)外直接投資將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本更低的國(guó)家后，有可能將東道國(guó)生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國(guó)以滿足國(guó)內(nèi)需求；技術(shù)導(dǎo)向型對(duì)外直接投資在國(guó)外開發(fā)和生產(chǎn)出技術(shù)與知識(shí)密集型產(chǎn)品后，可能通過(guò)公司內(nèi)貿(mào)易等形式銷售給母國(guó)。在進(jìn)口替代作用方面，如果企業(yè)認(rèn)為通過(guò)直接投資在國(guó)外購(gòu)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(huì)減少母國(guó)原材料的進(jìn)口；如果企業(yè)通過(guò)技術(shù)導(dǎo)向型投資代替通過(guò)高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口來(lái)獲取技術(shù)，就有可能減少母國(guó)部分高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口。
圖3 對(duì)外直接投資的進(jìn)口促進(jìn)與替代效應(yīng)
（三）中國(guó)對(duì)外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析
基于上述對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制，可以就中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。
中國(guó)的對(duì)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(shí)的主營(yíng)項(xiàng)目。20世紀(jì)90年代末開始，在國(guó)家的支持下一些大型央企和國(guó)企以獲取能源和資源為目的進(jìn)行對(duì)外投資，投資目的比較單純，經(jīng)營(yíng)方式相對(duì)簡(jiǎn)單。2000年以后，中國(guó)對(duì)外直接投資有了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，復(fù)雜的經(jīng)營(yíng)方式開始出現(xiàn)。目前，中國(guó)對(duì)外直接投資“市場(chǎng)導(dǎo)向型”、“資源導(dǎo)向型”、“效率導(dǎo)向型”等投資動(dòng)機(jī)都存在，但仍以市場(chǎng)尋求型投資動(dòng)機(jī)為主。從對(duì)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(guó)對(duì)外直接投資覆蓋了國(guó)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(yùn)輸業(yè)和制造業(yè)，這6個(gè)行業(yè)占據(jù)我國(guó)對(duì)外直接投資存量總額的88.3%。④
由于在我國(guó)的對(duì)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(guò)50%，可以預(yù)計(jì)，我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易特別是出口貿(mào)易應(yīng)有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。此外，采礦業(yè)在我國(guó)對(duì)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(duì)外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會(huì)對(duì)出口和進(jìn)口產(chǎn)生雙向的拉動(dòng)作用。但是，我們也應(yīng)注意到，我國(guó)對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)與產(chǎn)業(yè)分布呈現(xiàn)多元化趨勢(shì)，制造業(yè)及其他行業(yè)多種動(dòng)機(jī)的對(duì)外投資也占一定比重，這些投資會(huì)同時(shí)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(guó)對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易規(guī)模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計(jì)量方法就對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)出口和進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。
三、中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析
（一）實(shí)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(yàn)方法來(lái)考察我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)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(guò)程實(shí)現(xiàn)的。
為檢驗(yàn)對(duì)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(xiàng)對(duì)平穩(wěn)性的影響，模型中的變量均采用對(duì)數(shù)形式。
其中，ofdi為我國(guó)的對(duì)外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個(gè)體的異質(zhì)性，它表示我國(guó)對(duì)各個(gè)國(guó)家對(duì)外直接投資所具有的不同特性，屬于非時(shí)序變量；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對(duì)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(duì)所有的個(gè)體來(lái)說(shuō)γ(k)都是一樣的。
方程（1）考察對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響，方程（2）考察出口對(duì)對(duì)外直接投資的影響。以上2個(gè)方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個(gè)方程都是一個(gè)動(dòng)態(tài)面板，需要對(duì)其進(jìn)行差分估計(jì)。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對(duì)每個(gè)方程進(jìn)行差分廣義矩估計(jì)（Difference-GMM），檢驗(yàn)單個(gè)變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計(jì)結(jié)果，對(duì)上述模型進(jìn)行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證我國(guó)對(duì)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(guó)的進(jìn)口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口的影響，方程（4）考察進(jìn)口對(duì)對(duì)外直接投資的影響，進(jìn)口模型的估計(jì)和檢驗(yàn)方法與出口模型相同。
（二）樣本數(shù)據(jù)及來(lái)源
筆者根據(jù)世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)地理特點(diǎn)，按照《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(gè)樣本國(guó)家（地區(qū)）進(jìn)行研究。
筆者利用1993年~2009年我國(guó)對(duì)上述105個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的對(duì)外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。我國(guó)對(duì)各個(gè)國(guó)家（地區(qū)）的進(jìn)出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，1993年~2002年的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來(lái)自相關(guān)年份《中國(guó)對(duì)外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2003年~2009年的對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來(lái)自相關(guān)年份《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。
（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)
為了增強(qiáng)檢驗(yàn)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(yàn)，使用的軟件為Eviews6.1，結(jié)果見表1。
對(duì)lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在4種檢驗(yàn)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(duì)外直接投資
表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)方法lnofdi統(tǒng)計(jì)量P值 結(jié)論lnexp統(tǒng)計(jì)量P值 結(jié)論lnimp統(tǒng)計(jì)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(wú)需對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)即可直接就對(duì)外直接投資與出口以及對(duì)外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。
（四）面板格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果
1．對(duì)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(yàn)，確定最佳滯后期為2。
筆者分別對(duì)方程（1）、（2）進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)，在估計(jì)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(jì)法，估計(jì)結(jié)果如表2所示。
由表2中對(duì)方程（1）的估計(jì)結(jié)果可見，lnofdi一階滯后項(xiàng)的系數(shù)為0.047，P值為0.015，其二階滯后項(xiàng)的系數(shù)為0.028，P值為0.040，均通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，這表明我國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)出口存在正向的滯后影響，對(duì)外直接投資對(duì)出口有一定的促進(jìn)效應(yīng)。但是，lnofdi一階和二階滯后項(xiàng)的系數(shù)都很小，說(shuō)明投資對(duì)出口的帶動(dòng)作用較為有限。
筆者對(duì)對(duì)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(yàn)，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對(duì)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(duì)方程（1）的估計(jì)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(duì)外直接投資是出口的格蘭杰原因。
由表2中對(duì)方程（2）的回歸結(jié)果可見，lnexp一階滯后項(xiàng)的系數(shù)為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項(xiàng)的系數(shù)為0.041，P值為0.034，在5%的統(tǒng)計(jì)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(duì)外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國(guó)對(duì)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(duì)外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系
分別對(duì)方程（3）、（4）進(jìn)行GMM估計(jì)。根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)，利用Eviews6.1軟件進(jìn)行AIC檢驗(yàn)，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(jì)法，利用stata11.0軟件進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表3所示。
由表3中對(duì)方程（3）的估計(jì)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(shuō)明我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口存在正向的滯后影響，對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口具有促進(jìn)效應(yīng)。由于lnofdi的一階和二階滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著，因此格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設(shè)，即對(duì)外直接投資是進(jìn)口變化的格蘭杰原因。
由表3中對(duì)方程（4）的估計(jì)結(jié)果看出，lnimp一階滯后項(xiàng)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(xiàng)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(duì)外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國(guó)的對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口具有帶動(dòng)作用，即進(jìn)口額會(huì)隨著對(duì)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(shí)證結(jié)果分析
由上文對(duì)外直接投資與出口關(guān)系的實(shí)證分析結(jié)果可以看出，我國(guó)對(duì)外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。對(duì)外直接投資的一階和二階滯后項(xiàng)對(duì)出口具有正向影響，并具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說(shuō)明對(duì)外直接投資對(duì)出口具有促進(jìn)作用。總體看來(lái)，我國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用超過(guò)了替代作用，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)的出口貿(mào)易起到了一定的推動(dòng)作用，雖然這種作用的程度較小。
由對(duì)外直接投資與進(jìn)口關(guān)系的實(shí)證分析結(jié)果可以看出，我國(guó)對(duì)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(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口具有帶動(dòng)作用。這說(shuō)明在我國(guó)對(duì)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(duì)外直接投資考慮進(jìn)來(lái)，投資與進(jìn)口貿(mào)易總體上也呈現(xiàn)互補(bǔ)關(guān)系。
四、結(jié)論與政策建議
我國(guó)對(duì)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(duì)外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的,對(duì)出口和進(jìn)口均有促進(jìn)作用，這一結(jié)果與我國(guó)當(dāng)前對(duì)外直接投資以市場(chǎng)開拓和資源引進(jìn)等為主要目的的現(xiàn)實(shí)密切相關(guān)。然而，我國(guó)對(duì)外直接投資還處于起步階段，規(guī)模還相對(duì)較小，對(duì)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(duì)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(dòng)關(guān)系，是我國(guó)需要解決的重要問題。
我國(guó)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對(duì)外直接投資，有效利用國(guó)際、國(guó)內(nèi)2個(gè)市場(chǎng)、2種資源，充分發(fā)揮對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用。對(duì)外直接投資有利于開拓海外市場(chǎng), 通過(guò)跨國(guó)生產(chǎn)可以帶動(dòng)設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過(guò)對(duì)外直接投資還可以獲得國(guó)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(yàn)等，帶動(dòng)國(guó)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(guó)企業(yè)和產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。
在擴(kuò)大對(duì)外直接投資規(guī)模的同時(shí)，我國(guó)還應(yīng)調(diào)整對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量。以制造業(yè)的對(duì)外直接投資為例，目前很大部分投資于初級(jí)加工業(yè)，生產(chǎn)附加值較低，對(duì)出口的帶動(dòng)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(qiáng)的行業(yè)，如機(jī)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(duì)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(duì)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(kuò)大出口的效益。
① 對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括對(duì)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(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易之間的替代或互補(bǔ)關(guān)系。
② UNCTAD：《2011年世界投資報(bào)告》，2011年7月。
③ 根據(jù)Vernon的產(chǎn)品生命周期理論，創(chuàng)新國(guó)的對(duì)外直接投資首先替代母國(guó)的出口貿(mào)易，而后又創(chuàng)造了母國(guó)從東道國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易。
④ 商務(wù)部，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，國(guó)家外匯管理局：《2010年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤ 同④。
⑥ Hurlin和Venet在傳統(tǒng)Granger因果檢驗(yàn)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(yàn)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(yàn)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(jì)法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項(xiàng)作為因變量一階差分滯后項(xiàng)的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計(jì)結(jié)果。
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(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(duì)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(hào):F71 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):1673-291X(2010)17-0143-03
阿瑟?劉易斯在其《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論》中提出,促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三個(gè)近因?yàn)榻?jīng)濟(jì)活動(dòng)、增進(jìn)知識(shí)和增加資本。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是社會(huì)物質(zhì)財(cái)富不斷增加的過(guò)程,通常表現(xiàn)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP的增加。在開放經(jīng)濟(jì)條件下,一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)除了取決于國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資的拉動(dòng)外,國(guó)際貿(mào)易和國(guó)際投資已成為國(guó)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基本形式,拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
一、相關(guān)研究和文獻(xiàn)回顧
將國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系起來(lái)的理論,是在國(guó)際直接投資和國(guó)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(guó)際直接投資理論建立在國(guó)際貿(mào)易理論的同一基石即國(guó)際分工基礎(chǔ)上,提出邊際產(chǎn)業(yè)理論,認(rèn)為對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易以互補(bǔ)形式存在,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
實(shí)證研究方面,真正將進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對(duì)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(guó)和中國(guó)臺(tái)灣的貿(mào)易與直接投資的發(fā)展軌跡,認(rèn)為一個(gè)國(guó)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(huì)導(dǎo)致出口增加,而出口增加又會(huì)最終導(dǎo)致向外投資增加。
以上成果說(shuō)明了一國(guó)的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間確實(shí)存在一定關(guān)系,并探索對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)或是對(duì)外直接投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上,對(duì)對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間關(guān)系的實(shí)證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?它們之間的因果關(guān)系如何?
二、實(shí)證分析
前面已對(duì)對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)理論進(jìn)行了簡(jiǎn)要闡述,現(xiàn)在此基礎(chǔ)上,運(yùn)用協(xié)整理論、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對(duì)我國(guó)的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,以期對(duì)相關(guān)理論進(jìn)行檢驗(yàn),同時(shí)也是對(duì)筆者所提待解決的問題進(jìn)行解答。
(一)計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)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(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP),進(jìn)出口貿(mào)易總額(EXI)和對(duì)外直接投資額(OFDI)。根據(jù)理論,對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)有促進(jìn)作用,但是一國(guó)的經(jīng)濟(jì)還會(huì)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(duì)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(huì)中的就業(yè)狀況即勞動(dòng)投入的大小、社會(huì)中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。假設(shè)所有其他因素Q不變,即固定Q時(shí)得到以下計(jì)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(duì)各變量取自然對(duì)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(zhǎng)期關(guān)系,將三者按樣本數(shù)據(jù)首先繪制時(shí)間序列變化趨勢(shì)圖,如圖:所有數(shù)據(jù)均取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)的趨勢(shì),且變動(dòng)方向一致,說(shuō)明其可能存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,計(jì)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(shí)間序列數(shù)據(jù)有明顯的增長(zhǎng)趨勢(shì),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(shí)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(yàn)。
(二)變量的單位根檢驗(yàn)
本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。為了研究的方便,并考慮到對(duì)各時(shí)序數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后不會(huì)改變時(shí)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(duì)這些時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表2。
通過(guò)表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對(duì)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(guò)一階差分后,三個(gè)序列都通過(guò)了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗(yàn),即不存在單位根,這表明了三個(gè)序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對(duì)LNQI、LNEXI、LNGDP進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸而不做平穩(wěn)性檢驗(yàn)所得出的回歸結(jié)果是難以令人信服的。
(三)協(xié)整檢驗(yàn)
要建立經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系模型,還要檢驗(yàn)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(shí)間序列之間是否存在長(zhǎng)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(yàn)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(xiàng)的穩(wěn)定性檢驗(yàn):
由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(shuō)明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協(xié)整,并且它們?cè)?%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系,這表明我國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易與GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)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(yàn)統(tǒng)計(jì)值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時(shí)殘差是平穩(wěn)序列,說(shuō)明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國(guó)對(duì)外直接投資與GDP經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)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(yàn)統(tǒng)計(jì)值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時(shí)殘差是平穩(wěn)序列,說(shuō)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(guó)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在一個(gè)長(zhǎng)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(zhǎng)期來(lái)看,兩者是相互促進(jìn)的。這一點(diǎn)與前文小島清的貿(mào)易與投資互補(bǔ)理論模型是較吻合的,也即從長(zhǎng)期來(lái)看,我國(guó)的對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易互補(bǔ)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(zhǎng)。
(四)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)
協(xié)整分析的結(jié)果反映了我國(guó)GDP、OFDI、EXI變量?jī)蓛芍g存在長(zhǎng)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(gè)關(guān)系模式還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。為使所建立的模型正確反映出我國(guó)貨物進(jìn)出口總額、我國(guó)對(duì)外直接投資與我國(guó)國(guó)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(yàn)。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn),可得如下結(jié)果(見表9)?？紤]到經(jīng)濟(jì)中常出現(xiàn)的時(shí)滯效應(yīng),本文不是只用一種滯后階數(shù)來(lái)得到是否存在因果關(guān)系結(jié)論的。
我國(guó)的對(duì)外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)對(duì)外直接投資。對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長(zhǎng)期中相互促進(jìn)和補(bǔ)充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。
三、結(jié)論與討論
總之,通過(guò)上述數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn),可以發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易以互補(bǔ)互促關(guān)系存在,從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),這與我國(guó)實(shí)際較為吻合。對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增強(qiáng)綜合國(guó)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(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)和進(jìn)出口增長(zhǎng)、對(duì)外直接投資增長(zhǎng)之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系,表明三者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)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(zhǎng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又促進(jìn)對(duì)外直接投資。對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長(zhǎng)期中相互促進(jìn)和補(bǔ)充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。
第二,中國(guó)的對(duì)外直接投資與貿(mào)易基本上符合互補(bǔ)關(guān)系。對(duì)外直接投資QI對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易總額長(zhǎng)期內(nèi)是促進(jìn)作用,但對(duì)貿(mào)易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國(guó)對(duì)外直接投資的規(guī)模有關(guān),凈對(duì)外直接投資仍為負(fù)值。其次,進(jìn)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)速度加快、貿(mào)易規(guī)模的迅速擴(kuò)大使得對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易的影響弱化。這個(gè)結(jié)果很好地說(shuō)明,有關(guān)我國(guó)日益增長(zhǎng)的對(duì)外直接投資會(huì)帶來(lái)貿(mào)易或國(guó)際收支失衡的疑慮盡可打消。
第三,對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易基本上是互補(bǔ)的,也就是說(shuō)還是會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用的。這意味著我國(guó)的對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易需要朝著相互促進(jìn)和相互補(bǔ)充的一體化趨勢(shì)發(fā)展,以促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
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一、美國(guó)貿(mào)易投資一體化的總量特征分析
本文以美國(guó)1976—2010年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間,以美國(guó)國(guó)際收支平衡表中美國(guó)擁有所有權(quán)的國(guó)際直接投資衡量其對(duì)外直接投資,以美國(guó)人口普查局(U.S.CensusBureau)統(tǒng)計(jì)的美國(guó)貨物進(jìn)口額和出口額來(lái)衡量其對(duì)外貿(mào)易(如無(wú)特別說(shuō)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(shí)間序列的異方差性,在開始分析前,對(duì)上述數(shù)據(jù)均進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分別表示美國(guó)對(duì)外直接投資、出口額、進(jìn)口額的對(duì)數(shù)。以下對(duì)美國(guó)1976—2010年的出口額、進(jìn)口額和對(duì)外直接投資額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析,以此檢驗(yàn)美國(guó)直接投資和國(guó)際貿(mào)易之間的關(guān)系。
(一)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析前,首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判別序列的平穩(wěn)性,避免非平穩(wěn)時(shí)間序列之間經(jīng)常發(fā)生的偽回歸現(xiàn)象。只有通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù),才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列平穩(wěn)性采用ADF檢驗(yàn),根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3個(gè)變量原序列的ADF檢驗(yàn)值都大于1%的顯著性水平下對(duì)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(shuō)明在1%的顯著性水平下各變量對(duì)數(shù)都沒有通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn),即它們都是非平穩(wěn)序列;而這些對(duì)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(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn),說(shuō)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(gè)變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,表明這幾個(gè)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(duì)上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。
(二)協(xié)整性檢驗(yàn)
協(xié)整檢驗(yàn)的意義在于揭示變量之間是否存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。有些時(shí)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。對(duì)于經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)后為非平穩(wěn)的序列來(lái)說(shuō),需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)方法。VAR模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)變量相互關(guān)系的分析和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響。鑒于文中重點(diǎn)研究美國(guó)對(duì)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(jiǎn)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(zhǎng)度p,在Eviews6.0計(jì)量軟件中選擇盡可能大的滯后階數(shù)8進(jìn)行滯后長(zhǎng)度檢驗(yàn),并根據(jù)實(shí)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(shí),VAR模型中2/3以上的參數(shù)顯著性通過(guò)了檢驗(yàn)。模型中各個(gè)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(gè)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(gè)模型的基礎(chǔ)上采用喬納森協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果如表1、表2。從上述檢驗(yàn)結(jié)果可以得出,在5%顯著性水平下,美國(guó)進(jìn)出口與對(duì)外直接投資的跡統(tǒng)計(jì)量拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的虛擬假設(shè),說(shuō)明美國(guó)進(jìn)出口與對(duì)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(guó)進(jìn)出口與對(duì)外直接投資存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系:對(duì)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(yàn)
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(gè)變量的變化是否是另一個(gè)變量變化的原因,是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的常見問題。Granger(1969)提出一個(gè)判斷因果關(guān)系的檢驗(yàn),這就是Granger因果檢驗(yàn)。本文利用此方法檢驗(yàn)美國(guó)進(jìn)出口與對(duì)外直接投資的因果關(guān)系,滯后期仍選擇1,經(jīng)計(jì)量軟件運(yùn)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(yàn)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(yàn)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(guó)對(duì)外直接投資與進(jìn)出口具有如下的因果關(guān)系:①美國(guó)FDI變動(dòng)是影響出口變動(dòng)的原因;②出口變動(dòng)是影響美國(guó)FDI變動(dòng)的原因;③進(jìn)口變動(dòng)是影響美國(guó)FDI變動(dòng)的原因。
(四)計(jì)量分析中反映的總量特征及原因分析
1、美國(guó)對(duì)外直接投資抑制美國(guó)出口貿(mào)易。從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可知,美國(guó)出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明對(duì)外直接投資增長(zhǎng)反而引起出口貿(mào)易的減少。眾所周知,跨國(guó)公司在新的國(guó)際分工格局之下成為國(guó)際直接投資的主體,目前全球90%的跨國(guó)公司集中在發(fā)達(dá)國(guó)家,而美國(guó)更是擁有了具有突出競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)跨國(guó)公司的大多數(shù),美國(guó)是資本輸出的主要國(guó)家,美國(guó)的跨國(guó)公司通過(guò)直接投資利用他國(guó)具有比較優(yōu)勢(shì)的資源并整合為自己的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。這些跨國(guó)公司為了提高國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力、獲取全球利潤(rùn)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(dòng)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(guó)家,還有部分返銷回美國(guó),這就導(dǎo)致原本由美國(guó)出口的部分產(chǎn)品不再經(jīng)由美國(guó)出口,美國(guó)出口貿(mào)易額相對(duì)于對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)反而下降了。
2、美國(guó)出口貿(mào)易的增減會(huì)引起對(duì)外直接投資的反向變動(dòng)。美國(guó)作為世界第一大經(jīng)濟(jì)體、主要發(fā)達(dá)國(guó)家之一,其國(guó)內(nèi)的資源、土地、勞動(dòng)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(guó)一些本土產(chǎn)品的價(jià)格往往高于世界市場(chǎng)的平均價(jià)格,因此美國(guó)出口貿(mào)易減少,其跨國(guó)公司選擇對(duì)外直接投資的方式在其他國(guó)家尋求最佳資源配置從而獲得國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì),這就表現(xiàn)出出口貿(mào)易減少而對(duì)外直接投資增加的現(xiàn)象。美國(guó)常年面臨巨額貿(mào)易赤字,面對(duì)金融危機(jī)等惡劣經(jīng)濟(jì)環(huán)境時(shí),政府和公眾往往期望跨國(guó)企業(yè)抽回海外投資,增加本國(guó)工作崗位,緩解失業(yè)率居高不下的壓力,同時(shí)有利于增加出口減少貿(mào)易赤字,這就會(huì)表現(xiàn)出出口貿(mào)易增加而對(duì)外直接投資減少的現(xiàn)象,這從一個(gè)側(cè)面說(shuō)明了出口貿(mào)易與對(duì)外直接投資此消彼長(zhǎng)的關(guān)系。
3、美國(guó)進(jìn)口貿(mào)易引起美國(guó)對(duì)外直接投資同向變動(dòng)。從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出美國(guó)進(jìn)口貿(mào)易與對(duì)外直接投資有著很強(qiáng)的促進(jìn)作用,美國(guó)作為資本充裕技術(shù)領(lǐng)先的發(fā)達(dá)國(guó)家,其進(jìn)口產(chǎn)品中勞動(dòng)密集型產(chǎn)品、重要能源和資源占較大比重。對(duì)于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品,美國(guó)跨國(guó)公司通過(guò)生產(chǎn)環(huán)節(jié)全球布置的方式實(shí)現(xiàn)國(guó)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(duì)美國(guó)直接投資具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。對(duì)于資源密集型產(chǎn)品,美國(guó)跨國(guó)公司為了搶占全球戰(zhàn)略資源,通過(guò)對(duì)外直接投資控制重要資源的開發(fā)經(jīng)營(yíng)權(quán),此類產(chǎn)品進(jìn)口需求的增加勢(shì)必增加美國(guó)跨國(guó)公司對(duì)外直接投資的動(dòng)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(guó)對(duì)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(guó)對(duì)外直接投資同向變動(dòng)?？偟膩?lái)說(shuō),美國(guó)貿(mào)易投資一體化處于相關(guān)性強(qiáng)、相互作用大、不同區(qū)域或行業(yè)特征差異明顯的高級(jí)階段。結(jié)合美國(guó)貿(mào)易投資一體化的特征,我國(guó)在貿(mào)易投資一體化實(shí)踐中應(yīng)注意以下幾個(gè)方面:
1、加強(qiáng)自主創(chuàng)新,努力推動(dòng)科技進(jìn)步?？茖W(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(duì)外投資與貿(mào)易一體化的水平越高,美國(guó)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(shì)分不開。
1.全效推動(dòng)我國(guó)出口產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)革新調(diào)試進(jìn)程
以往我國(guó)憑借廉價(jià)勞動(dòng)力資源完成出口貿(mào)易和產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)任務(wù)，經(jīng)過(guò)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展、勞動(dòng)力成本全面增加，我國(guó)在勞動(dòng)力成本上的優(yōu)勢(shì)地位開始日漸削弱，比如勞動(dòng)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(guó)家比如向菲律賓、泰國(guó)等轉(zhuǎn)移。歸結(jié)來(lái)講，我國(guó)進(jìn)行優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)獨(dú)立發(fā)展，夕陽(yáng)產(chǎn)業(yè)對(duì)外投資，對(duì)于其日后貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整十分有利，將會(huì)全面帶動(dòng)周邊產(chǎn)業(yè)的出力。
2.進(jìn)一步維持國(guó)際收支平衡狀態(tài)
經(jīng)過(guò)對(duì)外直接投資的控制，國(guó)家收支會(huì)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(jìng)爭(zhēng)力過(guò)低，使得我國(guó)對(duì)外出口競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力和市場(chǎng)份額持續(xù)擴(kuò)大。
3.持續(xù)輔助相關(guān)企業(yè)主動(dòng)繞過(guò)貿(mào)易壁壘
通過(guò)跨國(guó)并購(gòu)或是在海外設(shè)置子公司，可以讓我國(guó)企業(yè)更快的擠入國(guó)際市場(chǎng)，使得因?yàn)橘Q(mào)易避雷造成的貿(mào)易限制問題得以順勢(shì)消除，全面增加產(chǎn)業(yè)貿(mào)易數(shù)量并強(qiáng)化企業(yè)國(guó)際綜合競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力，最終帶動(dòng)關(guān)聯(lián)產(chǎn)品出口貿(mào)易。
4.快速賦予我國(guó)企業(yè)強(qiáng)效的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)
向發(fā)達(dá)國(guó)家邁進(jìn)，進(jìn)行綠地投資并構(gòu)建起專業(yè)化的分支機(jī)構(gòu)，能夠愈加接近東道國(guó)的R&D資源，保證及時(shí)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(shí)和技術(shù)。長(zhǎng)此以往，令自身所有權(quán)優(yōu)勢(shì)得以全面增加，并順勢(shì)擴(kuò)充出口貿(mào)易范疇以及對(duì)國(guó)際的影響效應(yīng)。最好的例子就是大連機(jī)床企業(yè)，就是憑借并購(gòu)渠道，進(jìn)行逆向技術(shù)溢出實(shí)時(shí)性獲取，躋身于世界十大機(jī)床排位。
二、現(xiàn)階段我國(guó)對(duì)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(wú)法在對(duì)外直接投資前深入性調(diào)查掌握國(guó)外法律法規(guī)，致使在并購(gòu)工作中處于弱勢(shì)地位，不能獲得政府可靠的支持。
2.對(duì)外直接投資行業(yè)分布結(jié)構(gòu)機(jī)理嚴(yán)重紊亂
自2011年開始，我國(guó)對(duì)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(lái)，我國(guó)對(duì)外直接投資層次過(guò)低，并且缺乏技術(shù)和知識(shí)密集型行業(yè)的支持。
3.專業(yè)型人才資源儲(chǔ)備數(shù)量不夠充足
事實(shí)上，我國(guó)許多跨國(guó)行業(yè)都缺乏跨國(guó)性經(jīng)營(yíng)管理人才，致使后期直接投資活動(dòng)遺留深刻的隨意和盲目患，長(zhǎng)此以往便會(huì)令海外經(jīng)營(yíng)能力持續(xù)降低，嚴(yán)重情況下直接陷入虧損等被動(dòng)境遇。如2011年我國(guó)陷入虧損的境外企業(yè)便已經(jīng)達(dá)到23%。
透過(guò)宏觀角度觀察，當(dāng)前我國(guó)對(duì)外直接投資，不管是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、參與企業(yè)實(shí)力、國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)潛質(zhì)等方面，都和西方發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)規(guī)范訴求有著較大差距，在此期間，西方發(fā)達(dá)國(guó)家更利用嚴(yán)格規(guī)定限制我國(guó)對(duì)外投資力度。長(zhǎng)遠(yuǎn)趨勢(shì)看來(lái)，我國(guó)對(duì)外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展還有較長(zhǎng)一段的挑戰(zhàn)適應(yīng)路途要走。
三、利用對(duì)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(lái)講，我國(guó)就是要持續(xù)地革新拓展對(duì)外直接投資形式，將國(guó)際、國(guó)內(nèi)兩類市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)和多元化資源優(yōu)勢(shì)盡數(shù)發(fā)揮，使得直接投資對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)效用至此得以長(zhǎng)效發(fā)揮。對(duì)外直接投資本身有助于海外市場(chǎng)的開拓，經(jīng)過(guò)跨國(guó)生產(chǎn)途徑迅速帶動(dòng)高端設(shè)備、原材料、中間品的出口支持動(dòng)力；再就是利用對(duì)外直接投資獲取國(guó)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(shí)踐管制經(jīng)驗(yàn)等，借此令國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)快速優(yōu)化并提升技術(shù)水準(zhǔn)，令我國(guó)企業(yè)和產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)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(duì)發(fā)達(dá)國(guó)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(guó)以往獲取的大多數(shù)西方發(fā)達(dá)國(guó)家已經(jīng)淘汰的機(jī)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(jī)遇，唯一能夠有效利用的便是自身勞動(dòng)力資源優(yōu)勢(shì)，而在和其余國(guó)家進(jìn)行出口貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)環(huán)節(jié)中，既有的勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)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(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)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(shí)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(lái)，便可在國(guó)際貿(mào)易中盡快占據(jù)主導(dǎo)地位，進(jìn)一步擴(kuò)充相關(guān)產(chǎn)業(yè)整體的對(duì)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(jī)構(gòu)
在企業(yè)開展對(duì)外直接投資項(xiàng)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(shí)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(dòng)規(guī)避政治風(fēng)險(xiǎn)侵蝕效應(yīng)，令企業(yè)自覺形成發(fā)展對(duì)外貿(mào)易的自信心和積極性。當(dāng)然，為了優(yōu)化我國(guó)對(duì)外直接投資的改革進(jìn)程，作為政府，有必要結(jié)合國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀、既有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及國(guó)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(yùn)作模式。逐步搭建起對(duì)外直接投資的法律指導(dǎo)體系，借此調(diào)整我國(guó)投資法向引資一邊倒的隱患，同時(shí)將西方發(fā)達(dá)國(guó)家出口貿(mào)易發(fā)展經(jīng)驗(yàn)予以充分借鑒，出臺(tái)相關(guān)法律法規(guī)，明確對(duì)外投資主體、權(quán)責(zé)、區(qū)域、產(chǎn)業(yè)、模式、利潤(rùn)分配、人才培養(yǎng)等，再就是成立專業(yè)化監(jiān)理機(jī)構(gòu)，令對(duì)外投資管理程序在當(dāng)下予以快速簡(jiǎn)化，最終提升管理實(shí)效。
3.跨國(guó)企業(yè)要積極培養(yǎng)金融、財(cái)務(wù)、貿(mào)易、法律等各類專業(yè)人才
透過(guò)各方合作建立起高效的教學(xué)培訓(xùn)機(jī)制，保證在合理時(shí)間范圍內(nèi)培養(yǎng)供應(yīng)融合財(cái)務(wù)、貿(mào)易、法律、政策管理經(jīng)驗(yàn)的應(yīng)用型人才，進(jìn)一步規(guī)避今后直接投資活動(dòng)的盲目和隨意性問題，令對(duì)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?jī)?yōu)勢(shì)，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(qiáng)調(diào)的是，在全面擴(kuò)充對(duì)外直接投資規(guī)模的前提下，我國(guó)還需及時(shí)調(diào)整對(duì)外直接投資的具體結(jié)構(gòu)機(jī)理，令投資質(zhì)量得以全方位改善。單純拿制造業(yè)對(duì)外直接投資項(xiàng)目為例，如今許多投資都鎖定在初級(jí)加工行業(yè)范疇之中，具體生產(chǎn)附加值較低，在出口帶動(dòng)效用上面顯得極為有限。面對(duì)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(qiáng)的行業(yè)，包括機(jī)械制造行業(yè)等，因?yàn)槠浼夹g(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(duì)外直接投資將保留顯著性的出口創(chuàng)造效應(yīng)。同時(shí)，規(guī)劃主體還可以考慮進(jìn)行導(dǎo)向型的對(duì)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(kuò)充具體出口的經(jīng)濟(jì)社會(huì)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?yàn)閲?guó)際貿(mào)易理論與政策。
基金項(xiàng)目：浙江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃重點(diǎn)課題（Z05LJ03），教育部省屬高校人文社科重點(diǎn)研究基地――浙江工商大學(xué)現(xiàn)代商貿(mào)研究中心重點(diǎn)資助課題。
摘 要：本文在回顧了國(guó)內(nèi)外關(guān)于對(duì)外直接投資與對(duì)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(duì)浙江省對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。分析結(jié)果表明，浙江省對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，短期均衡關(guān)系顯著，對(duì)外直接投資對(duì)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(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。
關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型
改革開放以來(lái)，浙江對(duì)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(zhǎng)31.2%，高出全國(guó)同期年均增長(zhǎng)速度14.2個(gè)百分點(diǎn)。盡管浙江對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易相比仍有較大差距，但在政府實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略之后迅速增長(zhǎng)，對(duì)外直接投資額從1989年的499萬(wàn)美元增加到2005年的17000萬(wàn)美元，處于全國(guó)領(lǐng)先水平?？梢?，浙江的對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易都呈現(xiàn)不斷增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了衡量對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響，有必要進(jìn)行相應(yīng)的實(shí)證分析。在國(guó)內(nèi)，有關(guān)外商直接投資與中國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的研究已經(jīng)取得了不少成果，但對(duì)于我國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間關(guān)系的研究卻很少，實(shí)證研究尤其是具體到某一省份的實(shí)證研究就更少。究其原因，主要是我國(guó)的企業(yè)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間較短，對(duì)外直接投資的數(shù)量少，占GDP和進(jìn)出口的比重都不大，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響尚不顯著。隨著我國(guó)對(duì)外開放程度的不斷深化和經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)，尤其是對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易的影響會(huì)進(jìn)一步凸現(xiàn)，研究這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象無(wú)疑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
一、文獻(xiàn)回顧
迄今為止，雖然對(duì)各國(guó)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)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(gè)：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(bǔ)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(guó)的對(duì)外貿(mào)易常常遇到難以逾越的障礙，而對(duì)外直接投資可以有效地避開貿(mào)易壁壘，成為對(duì)外貿(mào)易的替代物，從而也就出現(xiàn)了“貿(mào)易替代型對(duì)外直接投資”。而小島清的互補(bǔ)模型則認(rèn)為，國(guó)際直接投資并不是對(duì)國(guó)際貿(mào)易的簡(jiǎn)單替代，而是存在著一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系：在許多情況下，國(guó)際直接投資也可以創(chuàng)造和擴(kuò)大對(duì)外貿(mào)易。小島清模型的基本含義是：在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，一國(guó)對(duì)另一國(guó)的直接投資可以擴(kuò)大對(duì)方的生產(chǎn)可能性邊界，改變雙方的比較優(yōu)劣勢(shì)的態(tài)勢(shì)，從而直接創(chuàng)造了對(duì)外貿(mào)易。無(wú)論是芒德爾的替代模型，還是小島清的互補(bǔ)模型，都是從傳統(tǒng)理論的分析框架上衍生出來(lái)的，并沒有經(jīng)過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)。這既有統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)殘缺不全的限制，也有統(tǒng)計(jì)方法與工具上的瓶頸。
從總體上看，對(duì)外直接投資與投資國(guó)對(duì)外貿(mào)易之間的互補(bǔ)性要大于替代性，為數(shù)不少的經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)顯示，貿(mào)易與直接投資是相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的。Lipsey、Ramstetter 和 Blomstrom(2000)依據(jù)日本、美國(guó)、瑞士的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究了這些發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易的影響。研究結(jié)果表明，發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資對(duì)同行業(yè)的國(guó)際貿(mào)易更多地顯示的是正面的積極影響。Markuson(1983) 和Svensson (1984) 對(duì)要素流動(dòng)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(bǔ)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(bǔ)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(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家國(guó)際貿(mào)易與對(duì)外直接投資關(guān)系的理論分析,而對(duì)于有其自身特點(diǎn)的發(fā)展中國(guó)家的對(duì)外直接投資和國(guó)際貿(mào)易關(guān)系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)對(duì)印度進(jìn)行的分析，研究結(jié)果表明，對(duì)外直接投資對(duì)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(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間并不存在清晰的替代或互補(bǔ)關(guān)系，且這些研究大多數(shù)是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家，對(duì)于處在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的中國(guó)來(lái)說(shuō)意義甚微。由于國(guó)內(nèi)對(duì)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究甚少，而具體到某一省份對(duì)兩者關(guān)系的研究更鮮有人為之，本文試圖彌補(bǔ)這方面的不足。本文基于浙江省的歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，分析對(duì)外直接投資對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響，研究?jī)烧咧g的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，研究?jī)烧咧g的短期均衡關(guān)系。
二、實(shí)證分析
（一）數(shù)據(jù)選取
由于浙江省對(duì)外直接投資起步較晚，加之統(tǒng)計(jì)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(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的對(duì)外直接投資額（CFDI）衡量對(duì)外直接投資量，以外商直接投資（FFDI）衡量外商對(duì)浙江省直接投資量，以出口額（EX）、進(jìn)口額（IM）來(lái)衡量對(duì)外貿(mào)易。蔡銳和劉泉(2004)認(rèn)為, FFDI 在中國(guó)發(fā)揮作用時(shí)，中國(guó)的吸收能力存在時(shí)滯問題,同理,浙江省對(duì)外直接投資的效應(yīng)也可能存在時(shí)滯問題。所以本文在模型中加入了到上一年度為止累計(jì)的浙江省內(nèi)外向?qū)ν庵苯油顿Y值總和(ACFDI、AFFDI )。同時(shí)浙江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)度量浙江省經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。
（二）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)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(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，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(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表明這些變量是平穩(wěn)的時(shí)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(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而其差分后的兩個(gè)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(gè)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(duì)LnFFDI進(jìn)行二階差分后，在5%的顯著性水平上通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，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(duì)于通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)且為同階單整序列來(lái)說(shuō)，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。
（三）協(xié)整檢驗(yàn)
近年來(lái)，不少國(guó)內(nèi)外研究對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的文獻(xiàn)均重視對(duì)外直接投資對(duì)出口的拉動(dòng)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(duì)外直接投資有長(zhǎng)期均衡關(guān)系而進(jìn)口與對(duì)外直接投資沒有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（張如慶,2005）。其研究的重點(diǎn)只放在對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用上，低估甚至忽視了對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的滯后推動(dòng)作用。因此，本文為避免忽視進(jìn)口的作用，首先單獨(dú)分析浙江省對(duì)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(yùn)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(shí)消除模型中的多重共線性和自相關(guān)。
對(duì)浙江省對(duì)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(yàn)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(duì)外直接投資額、外商直接投資額對(duì)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(jì)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(duì)外直接投資、外商直接投資與對(duì)外貿(mào)易存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。
由回歸方程(1)可知，CFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)0.0709%；FFDI每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.5622%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，EX將減少0.312821%；GDP每增長(zhǎng)1%，EX將增長(zhǎng)2.2407%。原因在于浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)起步較晚，相對(duì)于外商直接投資(FFDI)來(lái)說(shuō)總量較少，所以對(duì)出口的貢獻(xiàn)程度沒有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸結(jié)果可知，對(duì)外直接投資已經(jīng)對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響，即通過(guò)對(duì)外直接投資，帶動(dòng)了浙江省出口貿(mào)易的發(fā)展；從短期來(lái)看，當(dāng)年外商直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而從長(zhǎng)期來(lái)看卻對(duì)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(jì)結(jié)果相反。這從一個(gè)側(cè)面反映了外商直接投資中跨國(guó)公司賺取壟斷利潤(rùn)的動(dòng)機(jī)越來(lái)越明顯，市場(chǎng)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(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)0.054923%；AFFDI每增長(zhǎng)1%，IM將減少0.241292%；GDP每增長(zhǎng)1%，IM將增長(zhǎng)2.333%。同理，浙江省的對(duì)外直接投資(CFDI)對(duì)進(jìn)口的貢獻(xiàn)程度也沒有外商直接投資來(lái)得明顯，但由回歸方程可知，浙江省對(duì)外直接投資導(dǎo)致了進(jìn)口的增長(zhǎng),說(shuō)明對(duì)外直接投資中為了獲得自然資源、技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的投資對(duì)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(duì)缺乏、原材料稀少的實(shí)情，從而帶動(dòng)了浙江省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展；而外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面的影響，說(shuō)明更多的外商在浙江省實(shí)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(lái)自本土,從國(guó)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(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，成為協(xié)整分析的一個(gè)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(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)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(huì)通過(guò)對(duì)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(dòng)和長(zhǎng)期均衡結(jié)合在一個(gè)模型中。
由協(xié)整檢驗(yàn)可以知道浙江對(duì)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(duì)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(duì)EX的增長(zhǎng)起到了反向修正作用，當(dāng)超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，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(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有一定穩(wěn)定性，而且誤差修正模型ECM項(xiàng)對(duì)應(yīng)t值較高，說(shuō)明浙江對(duì)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(duì)IM的增長(zhǎng)也起到了反向修正作用，當(dāng)IM超出對(duì)外直接投資的均衡約束(ECMt-1)時(shí)，修正作用也降低了當(dāng)期IM(彈性系數(shù)為-1.115)。IM的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程具有穩(wěn)定性，這體現(xiàn)著短期內(nèi)浙江對(duì)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(guò)浙江對(duì)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(yàn)，并在此基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來(lái)分析對(duì)外直接投資與進(jìn)口增長(zhǎng)、出口增長(zhǎng)之間的關(guān)系，可得出以下結(jié)論：
（1）從長(zhǎng)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(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用，兩者之間存在較強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系。究其原因，在浙江省加大對(duì)外直接投資規(guī)模的若干年內(nèi),對(duì)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(shì)的生產(chǎn)型投資逐步轉(zhuǎn)向追求市場(chǎng)的市場(chǎng)型投資。這樣的轉(zhuǎn)變從長(zhǎng)期的趨勢(shì)來(lái)看是十分明顯的,無(wú)疑明顯影響到了浙江省出口的增長(zhǎng)規(guī)模。同時(shí)，對(duì)外直接投資也能產(chǎn)生出口引致效應(yīng)，即由于對(duì)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(shí)證分析來(lái)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。浙江省對(duì)外直接投資表現(xiàn)為對(duì)進(jìn)口貿(mào)易增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。究其原因，首先在于對(duì)外直接投資有利于母國(guó)原材料的進(jìn)口（邱立成,1999）。浙江省經(jīng)濟(jì)實(shí)力雖位于全國(guó)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(guó)外進(jìn)口。因而通過(guò)對(duì)外直接投資能在國(guó)外獲取自然資源、先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，而它們對(duì)進(jìn)口貿(mào)易無(wú)疑有強(qiáng)勁的促進(jìn)作用。其次，隨著浙江省國(guó)際貿(mào)易地位的提高，已經(jīng)或者將要遭受到越來(lái)越多的外國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)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(duì)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(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。
縱觀全局，現(xiàn)階段浙江省對(duì)外直接投資額與貿(mào)易額相比,比重還很小,2005年對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.00158（注：根據(jù)2005年浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。），而世界對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資比例為1∶0.5634(注：根據(jù)2004年《世界數(shù)據(jù)報(bào)告》相關(guān)指標(biāo)計(jì)算得出。）。表明浙江省的對(duì)外直接投資尚處于起步階段。通過(guò)加快對(duì)外直接投資帶動(dòng)國(guó)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(duì)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(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制，且t值顯著,證明了對(duì)外直接投資能促進(jìn)母國(guó)出口貿(mào)易（邱立成,1999）。浙江省對(duì)外直接投資可以說(shuō)經(jīng)歷了一個(gè)從無(wú)到有、從限制到鼓勵(lì)的發(fā)展歷程(齊曉華,2004)。由于其規(guī)模太小,對(duì)進(jìn)出口的影響還不及外商直接投資FFDI來(lái)得大。但據(jù)權(quán)威研究報(bào)告預(yù)測(cè)（王亞平，2004），“十一五”期間我國(guó)對(duì)外直接投資將進(jìn)一步擴(kuò)大。浙江省作為全國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省也首當(dāng)其沖，必然大幅提高對(duì)外直接投資額。隨著浙江省對(duì)外直接投資金額的進(jìn)一步增大，對(duì)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(qiáng)。
本文實(shí)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(gè)由短期向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的機(jī)制。相比之下，CFDI對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的短期調(diào)整作用更強(qiáng)。
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(duì)外直接投資的作用，對(duì)能產(chǎn)生進(jìn)出口貿(mào)易互補(bǔ)、創(chuàng)造效應(yīng)的對(duì)外直接投資給予各種政策優(yōu)惠,從而鼓勵(lì)企業(yè)積極“走出去”進(jìn)行對(duì)外直接投資。以往政府有關(guān)對(duì)外直接投資政策的制定大多涉及與對(duì)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(duì)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(shí)可行的對(duì)外直接投資政策,使浙江省企業(yè)步入國(guó)際化發(fā)展階段,逐步建立自己的跨國(guó)公司,提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對(duì)企業(yè)界而言，加入WT0 后,國(guó)內(nèi)市場(chǎng)上國(guó)內(nèi)外企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,如果只是固守本地市場(chǎng)而放棄進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng),那么其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)份額勢(shì)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(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)意識(shí),積極“走出去”,進(jìn)行對(duì)外直接投資，進(jìn)一步拓寬企業(yè)的生存空間，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，以投資促進(jìn)貿(mào)易，為國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展注入新的血液，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中掌握主動(dòng)權(quán)。
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關(guān)鍵詞：中國(guó)對(duì)外貿(mào)易“雙降”；成因；傳統(tǒng)外貿(mào)；貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)
2016年7月13日，海關(guān)總署正式對(duì)外公布了我國(guó)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(wàn)億元人民幣，同比下降3.3%。其中，出口6.4萬(wàn)億元，下降2.1%；進(jìn)口4.73萬(wàn)億元，下降4.7%；貿(mào)易順差1.67萬(wàn)億元，擴(kuò)大5.9%，繼續(xù)延續(xù)2015年，我國(guó)進(jìn)出口同比下降的態(tài)勢(shì)。在世界經(jīng)濟(jì)形勢(shì)依然錯(cuò)綜復(fù)雜，全球貿(mào)易延續(xù)萎縮態(tài)勢(shì)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(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和新的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的培育。
一、中國(guó)對(duì)外貿(mào)易“雙降”現(xiàn)狀解析
（一）雖然我國(guó)目前在全球貿(mào)易市場(chǎng)所占份額呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，但貿(mào)易額絕對(duì)值呈下降態(tài)勢(shì)
自2008年世界金融危機(jī)以來(lái)，消費(fèi)市場(chǎng)、就業(yè)市場(chǎng)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(jì)顯示，2015年全球主要經(jīng)濟(jì)主體美國(guó)、德國(guó)、歐盟、日本等國(guó)家與地區(qū)貨物貿(mào)易出口額仍呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，而作為新興市場(chǎng)國(guó)家代表的印度、南非、巴西等國(guó)家出口額也未保持曾經(jīng)的高速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，分別下降-17.5、-9.5%和-16%。我國(guó)2015年貨物貿(mào)易出口額為14.14萬(wàn)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(guó)家0.6至15個(gè)百分點(diǎn)，在國(guó)際市場(chǎng)份額擴(kuò)大至約13.4%，也因此繼續(xù)保持第一貨物貿(mào)易大國(guó)地位。但必須指出，從我國(guó)貿(mào)易出口額的絕對(duì)值變化來(lái)看，2015年，進(jìn)出口總值為24.59萬(wàn)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(wàn)億元，較2014年14.39萬(wàn)億的出口額下降1.8%；進(jìn)口10.45萬(wàn)億元也低于2014年12.04萬(wàn)億元的總額。從貿(mào)易進(jìn)出口額的絕對(duì)值來(lái)看，2015年我國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口均呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)。
（二）我國(guó)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(shì)仍無(wú)法充分傳遞未來(lái)貿(mào)易市場(chǎng)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(jì)顯示，2016年1月份，我國(guó)一般貿(mào)易進(jìn)出口1.08萬(wàn)億元，占外貿(mào)總值的57.4%，較去年同期上升0.5個(gè)百分點(diǎn)，成為拉動(dòng)出口的主要力量；當(dāng)月民營(yíng)企業(yè)進(jìn)出口7730.5億元，增長(zhǎng)1.1%，占外貿(mào)總值的41.1%，較去年同期提升4.4個(gè)百分點(diǎn)。但在2016年上半年，我國(guó)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(zhǎng)0.1%和1.2%，呈現(xiàn)正增長(zhǎng)；進(jìn)口值下降1.2%，降幅較一季度收窄7.2個(gè)百分點(diǎn)。從總額來(lái)看，2016年上半年我國(guó)出口價(jià)格總體下跌3.2%，據(jù)此進(jìn)一步測(cè)算2016年上半年貿(mào)易價(jià)格條件指數(shù)為105.2，即我國(guó)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(guó)貿(mào)易價(jià)格條件有繼續(xù)改善的態(tài)勢(shì)，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(shì)，并不足以抵消整體外貿(mào)水平下行的壓力。
（三）勞動(dòng)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(guó)出口貿(mào)易整體呈下滑態(tài)勢(shì)
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(jì)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(dòng)密集型產(chǎn)品合計(jì)出口2.64萬(wàn)億元，同比下降2.6%。其中占比超過(guò)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(shí)現(xiàn)了我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化，使得以出口機(jī)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(wàn)億元，同比增長(zhǎng)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(guó)對(duì)外貿(mào)易提供長(zhǎng)期發(fā)展動(dòng)力，但新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍無(wú)法實(shí)現(xiàn)對(duì)整體下降態(tài)勢(shì)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(guó)際能源資源商品總體上供過(guò)于求，價(jià)格持續(xù)下跌，引致我國(guó)貿(mào)易進(jìn)口額呈現(xiàn)大幅下降態(tài)勢(shì)
據(jù)國(guó)際原油市場(chǎng)價(jià)格顯示，2015年紐交所輕質(zhì)原油期貨價(jià)格比年終最高點(diǎn)跌幅超過(guò)40%，截止2016年第一季度，價(jià)格接近每桶30美元額；而2015年我國(guó)原油進(jìn)口平均價(jià)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(guò)程，累計(jì)下跌了29.3%。總體來(lái)看，2015年全年進(jìn)口平均價(jià)格比上一年下跌45.3%。同時(shí)，我國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)也顯示，2015年我國(guó)鐵礦砂、成品油、銅等大宗商品進(jìn)口均呈下跌態(tài)勢(shì)，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(bào)告》還顯示，近7成大宗商品進(jìn)口量同比負(fù)增長(zhǎng)，其中作為代表性品種動(dòng)力煤2015年前三季度進(jìn)口量6360萬(wàn)噸，與去年同期相比縮減38%，天然橡膠進(jìn)口300萬(wàn)噸，較2014年相比縮減23%；浮法玻璃出口83.7萬(wàn)噸，較2014年縮減43%，棉花2015年出口 735.6萬(wàn)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(guó)際市場(chǎng)尚處于回復(fù)期，外部需求低迷徘徊的狀態(tài)限制了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展速度
自2008年國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)至今，為使經(jīng)濟(jì)水平快速回升，各國(guó)均采取了一系列刺激措施，但刺激效應(yīng)卻無(wú)法持久。國(guó)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(dòng)力明顯不足，2015年全球經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易量?jī)H分別增長(zhǎng)3.1%和3.2%，又重新回落至2012年前4%以下的低增長(zhǎng)，并預(yù)計(jì)這一低速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)在2016年還將繼續(xù)維持，直至2020都難以達(dá)到危機(jī)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(guò)11%，這是自金融危機(jī)爆發(fā)后的再次下降。我國(guó)海關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也顯示，2015年，我國(guó)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(lái)看，無(wú)論是外商投資還是國(guó)企自營(yíng)，2015年進(jìn)出口也分別下降了6.5%和12.1%。而2015年12月，中國(guó)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(zhǎng)的國(guó)際經(jīng)濟(jì)使國(guó)際市場(chǎng)需求始終無(wú)法走出低迷狀態(tài)，這極大影響了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易出口的增長(zhǎng)。
（二）從進(jìn)口方面看，國(guó)際大宗商品價(jià)格大幅下跌，使得我國(guó)進(jìn)口量較大的能源、資源產(chǎn)品呈現(xiàn)“量增價(jià)跌”的態(tài)勢(shì)，這直接拉低了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口總體增速
國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)使得各個(gè)國(guó)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(chǎng)對(duì)原材料需求的嚴(yán)重不足。作為直接反映國(guó)際海運(yùn)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(shí)期最高點(diǎn)11800點(diǎn)的十分之一，BDI的暴跌表明國(guó)際航運(yùn)業(yè)陷入冰河期，國(guó)際間貿(mào)易十分清淡，也從另一個(gè)側(cè)面證明了全球市場(chǎng)對(duì)于原材料需求的減弱，這就必然直接導(dǎo)致商品供應(yīng)價(jià)格的大幅下降。高盛集團(tuán)前亞洲地區(qū)副董事長(zhǎng)肯尼思?庫(kù)提斯就指出，油價(jià)和其他大宗商品價(jià)格暴跌，讓中國(guó)成為近期全球市場(chǎng)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(jià)增加戰(zhàn)略能源儲(chǔ)備。根據(jù)其計(jì)算，大宗商品價(jià)格暴跌讓中國(guó)一年省下了4600億美元，其中3200億美元源自廉價(jià)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(jià)格的暴跌。而我國(guó)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也顯示，受大宗商品價(jià)格下跌、國(guó)內(nèi)需求走弱等因素影響，進(jìn)口仍在低位運(yùn)行，2015年，中國(guó)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(jià)跌，合計(jì)減少付匯1880億美元。
（三）隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)面臨較大的下行壓力，導(dǎo)致我國(guó)對(duì)一些大宗商品進(jìn)口量的增速放緩，這也直接拉低了我國(guó)對(duì)外貿(mào)易進(jìn)口額
我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的持續(xù)推進(jìn)使得國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也進(jìn)入了穩(wěn)定時(shí)期，目前正面臨較大的下行壓力，增速的放緩就使得對(duì)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(guó)原油進(jìn)口量增長(zhǎng)8.8%，鐵礦砂進(jìn)口量增長(zhǎng)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(diǎn)監(jiān)測(cè)的大宗商品累計(jì)進(jìn)口2152億美元，同比下降32%，拉低外貿(mào)進(jìn)口12.6個(gè)百分點(diǎn)。而截至2015年底，我國(guó)進(jìn)口價(jià)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(jià)格同比跌幅分別為39%、21.8%、38.3%和17.1%?？梢?，我國(guó)國(guó)內(nèi)對(duì)大宗商品進(jìn)口量需求的放緩，也是導(dǎo)致我國(guó)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(guó)作為世界貿(mào)易重要參與國(guó)，本國(guó)對(duì)外貿(mào)易自然難以獨(dú)善其身
作為全球價(jià)值鏈的主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)體，發(fā)達(dá)國(guó)家的中間品進(jìn)口額的增長(zhǎng)狀況是全球價(jià)值鏈貿(mào)易發(fā)展的重要標(biāo)志，而以美國(guó)和德國(guó)為例，WTO相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，2015年兩國(guó)均繼續(xù)維持消費(fèi)品增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，增速提高到6.9%和8.3%；而美國(guó)中間品進(jìn)口額下降幅度卻擴(kuò)大至25.2%，德國(guó)也下降2.8%，這意味著發(fā)達(dá)國(guó)家主導(dǎo)的全球價(jià)值鏈發(fā)展依然呈現(xiàn)收縮態(tài)勢(shì)。受發(fā)達(dá)國(guó)家居民消費(fèi)和企業(yè)投資缺乏增長(zhǎng)動(dòng)力、新興經(jīng)濟(jì)體受到內(nèi)生增長(zhǎng)動(dòng)力不足和政策空間有限的雙重制約，國(guó)際經(jīng)濟(jì)下行壓力必然隨之加大，市場(chǎng)需求也將持續(xù)萎縮。一些國(guó)家為刺激國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，推動(dòng)貨幣貶值，更是進(jìn)一步強(qiáng)化了國(guó)際市場(chǎng)份額競(jìng)爭(zhēng)。據(jù)中國(guó)商務(wù)部對(duì)國(guó)內(nèi)重點(diǎn)進(jìn)出口企業(yè)的調(diào)查也顯示，我國(guó)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(guó)家試圖通過(guò)貿(mào)易限制措施保護(hù)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)，我國(guó)外貿(mào)所面臨的外部政策環(huán)境趨緊?？梢姡谌蛸Q(mào)易處于結(jié)構(gòu)性困境的背景下，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展所能爭(zhēng)取的市場(chǎng)、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(guó)整體外貿(mào)發(fā)展速度。
三、創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)視角下的對(duì)外貿(mào)易發(fā)展路徑
（一）擺脫對(duì)建立于人口紅利基礎(chǔ)上的傳統(tǒng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的依賴，優(yōu)先發(fā)展服務(wù)貿(mào)易，培育新的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)
經(jīng)總理批準(zhǔn)，國(guó)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(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)復(fù)雜嚴(yán)峻，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力態(tài)勢(shì)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(dòng)能和帶動(dòng)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(guó)各經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)和比較優(yōu)勢(shì)的基礎(chǔ)上，抓住當(dāng)前國(guó)際服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移的新機(jī)遇，積極承接服務(wù)業(yè)國(guó)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(guó)服務(wù)貿(mào)易全方位參與國(guó)際分工；二是通過(guò)政策引導(dǎo)實(shí)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(guó)服務(wù)業(yè)市場(chǎng)；三是分階段有重點(diǎn)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(kuò)張，實(shí)現(xiàn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展真正建立在提高勞動(dòng)力的基礎(chǔ)上；四是以穩(wěn)妥穩(wěn)健原則為指導(dǎo)，有計(jì)劃的在國(guó)家級(jí)新區(qū)開展服務(wù)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展試點(diǎn)，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(shí)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(guó)與沿線國(guó)家間的經(jīng)貿(mào)水平，有效推進(jìn)我國(guó)外貿(mào)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)
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(shì)下，中國(guó)對(duì)部分“一帶一路”沿線國(guó)家出口卻呈現(xiàn)增長(zhǎng)勢(shì)頭：我國(guó)對(duì)巴基斯坦、俄羅斯、孟加拉國(guó)、印度和埃及等國(guó)出口分別增長(zhǎng)22.5%、16.6%、9%、7.8%和4.7%。同期，我國(guó)對(duì)歐盟出口增長(zhǎng)1.3%、對(duì)美國(guó)出口下降4.6%、對(duì)東盟出口下降2.9%，3者合計(jì)占同期我國(guó)出口總值的46.4%。這既增強(qiáng)了我國(guó)在區(qū)域合作中的主導(dǎo)力又有效開拓了新市場(chǎng)，有利于順利推動(dòng)產(chǎn)業(yè)跨境轉(zhuǎn)移，形成區(qū)域生產(chǎn)價(jià)值鏈。未來(lái)一是要進(jìn)一步完善合作區(qū)域間的治理框架，通過(guò)對(duì)協(xié)商機(jī)制的不斷優(yōu)化，確?！耙粠б宦贰睉?zhàn)略要點(diǎn)落到實(shí)處；二是要為戰(zhàn)略的實(shí)施提供相應(yīng)的融資合作配套機(jī)制，尤其是在基礎(chǔ)實(shí)施建設(shè)方面，為改變目前沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施較弱的現(xiàn)狀應(yīng)優(yōu)先實(shí)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(xiàng)目，以確保沿線國(guó)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(guó)產(chǎn)業(yè)未來(lái)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(guò)深化與沿線國(guó)家海關(guān)、質(zhì)檢、電子商務(wù)、過(guò)境運(yùn)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(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)不斷削弱的背景下，重點(diǎn)發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，積極實(shí)現(xiàn)我國(guó)由“貿(mào)易大國(guó)”向“貿(mào)易強(qiáng)國(guó)”的轉(zhuǎn)變
2016年上半年，全國(guó)外貿(mào)進(jìn)出口延續(xù)“雙降”態(tài)勢(shì)，武漢出口總值卻逆市上揚(yáng)，增幅為12.4%，據(jù)武漢海關(guān)統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)來(lái)看，高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口對(duì)全省外貿(mào)增長(zhǎng)拉動(dòng)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(zhǎng)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(zhǎng)，如手機(jī)出口增長(zhǎng)1.7倍；平板電腦出口增長(zhǎng)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(dòng)通信貿(mào)易（武漢）有限公司，摩托羅拉（武漢）移動(dòng)技術(shù)運(yùn)營(yíng)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(guó)高新技術(shù)發(fā)展及產(chǎn)業(yè)化工作會(huì)的召開更是強(qiáng)調(diào)了當(dāng)下“大力推動(dòng)大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展注入新活力”的首要任務(wù)?；诖耍磥?lái)要圍繞國(guó)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(lì)企業(yè)與專門的的科研機(jī)構(gòu)進(jìn)行深度合作，幫助企業(yè)掌握核心技術(shù)搶占競(jìng)爭(zhēng)競(jìng)爭(zhēng)制高點(diǎn)，提升原始創(chuàng)新能力；另一方面應(yīng)積極調(diào)動(dòng)企業(yè)自我主動(dòng)創(chuàng)新的積極性，使其真正成為國(guó)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(shí)現(xiàn)自我知識(shí)技術(shù)的實(shí)際運(yùn)用能力。
（四）積極促進(jìn)政策著力點(diǎn)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(guó)外貿(mào)增長(zhǎng)的新引擎
據(jù)中國(guó)電子商務(wù)研究中心的數(shù)據(jù)顯示，2015年，中國(guó)電子商務(wù)繼續(xù)保持快速發(fā)展的勢(shì)頭，交易額達(dá)到20.8萬(wàn)億元人民幣（下同），同比增長(zhǎng)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(zhǎng)率達(dá)59.71%；2016年上半年電子商務(wù)交易額達(dá)2萬(wàn)億，同比增長(zhǎng)42.8%，較2015年增速提高12.2個(gè)百分點(diǎn)，占我國(guó)進(jìn)出口總值的17.3%?？梢姡缇畴娮由虅?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(duì)象看，美國(guó)和歐盟市場(chǎng)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(guó)第三大跨境電商貿(mào)易對(duì)象，交易額占比為11%。除此以外，我國(guó)與俄羅斯、印度、巴西等新興國(guó)家的交易也在迅速增長(zhǎng)。這無(wú)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(jí)的新路徑。未來(lái)一是要通過(guò)對(duì)外開放的頂層設(shè)計(jì)，從更高的層次、更長(zhǎng)遠(yuǎn)的角度來(lái)制定跨境電子商務(wù)發(fā)展戰(zhàn)略，完善對(duì)外開放的機(jī)制保障，提高駕馭對(duì)外開放的能力；二是要健全對(duì)外開放的風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制，提高摩擦應(yīng)對(duì)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(lì)國(guó)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(cāng)儲(chǔ)設(shè)施，通過(guò)批量發(fā)貨，降低跨境運(yùn)輸成本，縮短當(dāng)?shù)嘏渌蜁r(shí)間，提升客戶響應(yīng)速度，融入境外零售體系。
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