杜雨旸，许 静

(对外经济贸易大学 统计学院，北京 100029)

1 引 言

2015年中国对外直接投资(简称OFDI)流量创下历史新高，成为全球第二大投资国，首次实现资本净输出；2016年我国对境外企业的非金融类直接投资达到约1701亿美元，同比增长超过40%，获得了令人瞩目的成就。与此同时，中国对外贸易的规模也相当庞大，中国已连续三年成为全球货物贸易的第一大出口国和第二大进口国。

在中国对外直接投资和进出口规模飞速发展，且对全球经济日趋重要的背景下，中国对外投资和进出口贸易的关系成为理论和实证研究的热点。与此同时，中国在对外投资和贸易领域发生了许多影响深远的重要事件，使得它们之间的关系在不同阶段很可能发生结构性的变化。本文采用变结构协整模型对1982—2015年中国进出口额和对外直接投资关系的结构变点进行实证研究，从序列结构变化的角度对投资与贸易的关系进行分析，深入解析中国进出口额分别和对外直接投资关系的变动规律和成因，进一步论证相关政策的实施效果。

2 研究现状

投资和贸易的相互关系主要分为替代关系和互补关系。Dunning[1]提出的国际生产折衷理论认为，在存在区位优势和所有权优势的前提下，公司的海外投资对母国的出口为替代效应，而Kojima[2]的边际产业理论表明，当母国投资处于比较劣势的部门时，可对出口产生促进作用，Helpman和Krugman[3]则证明在要素禀赋不对称的情况下，垂直型投资可带动母国的出口。

国内研究该领域的学者张如庆使用协整模型和误差修正模型[4]得出了中国对外直接投资与出口存在长期均衡关系，且两者为互补效应，谭亮和万丽娟[5]还发现两者短期的相互作用表现为替代效应。项本武[6]采用与中国存在贸易投资往来的各国面板数据，研究认为中国对外直接投资从长期来看对出口有拉动作用，但对进口的作用和短期贸易效应方面的结论则不一致，中国对外直接投资的贸易效应随国家的经济发展状况和资源禀赋有差异。

虽然国内已有许多对投资和贸易的协整关系进行的实证研究，但尚未有研究考虑到变点对协整关系的影响。变结构协整检验是Gregory和Hansen[7]将单变量变点检验加以延伸提出来的。张晓进[8]详细讨论了协整结构变化理论，并用结构突变检验对GDP增长率和PDI增长率进行了实证研究，刘长水[9]发现了人民币汇率与CPI的协整关系的变点，李楠等[10]研究了房地产投资和GDP的协整关系的变点问题等。

3 变结构协整模型

Engle和Granger[11]提出了长期均衡关系模型：

y1t=μ+αTy2t+et,t=1,2,…,n.

(1)

其中,y1t为实值变量，y2t为m维向量，μ和α分别为回归方程的常数项和自变量的系数向量，et为残差。当{y1t}和{y2t}满足同阶单整且et平稳时，称{y1t}和{y2t}是协整的。如果在某个时间点上长期均衡关系突然发生变化，达到一个新的均衡关系，式(1)显然不能反映这种情况，会产生模型偏差甚至无法发现协整关系。因此，为更准确地刻画时间序列的协整关系，需将序列的突变纳入模型。

Gregory和Hansen[7]根据不同结构变化将检验模型分为水平漂移(Level Shift)，带趋势项的水平漂移(Level Shift with Trend)和水平漂移及斜率变化(Regime Shift)三种模型。原假设和备择假设如下：

H0:无协整关系；

H1:存在水平漂移和/或斜率变化的协整关系。

其中，τ(0,1)表示变点在时间序列中所处的相对位置，[ ]为取整符号。三种变结构协整模型如下：

Model C(水平漂移)：y1t=μ1+μ2φtτ+αTy2t+et,t=1,2,…,n.

Model C/T(带趋势项的水平漂移)：y1t=μ1+μ2φtτ+βt+αTy2t+et,t=1,2,…,n.

在模型C/S中，μ1和α1分别表示序列发生结构变化前的截距项和y2t的系数，μ2和α2分别表示变化前后截距项和系数的改变量。

4 中国进出口额与对外直接投资额的变结构协整分析

4.1 研究对象

中国对外直接投资(OFDI)数据来源于联合国贸易与发展委员会(UNCTAD)数据库，出口总额(EX)和进口总额(IM)数据来源于国家统计局网站，均选取1982—2015年的年度数据。在1982—2015年，OFDI、EX和IM都增长了多个数量级，尤其是OFDI，从一开始的4400万美元增长到了近1276亿美元。

4.2 全样本协整检验

首先在不考虑变点的情况下进行常规的协整检验。对OFDI、EX、IM取对数，分别记为lnOFDI、lnEX、lnIM，经检验lnOFDI、lnEX、lnIM都是一阶单整。分别以lnEX和lnIM为因变量，均以lnOFDI为自变量，考虑两对变量，即lnEX—lnOFDI和lnIM—lnOFDI的协整检验。两个回归模型的OLS估计结果如下：

lnEXt= 6.693678 + 0.684006lnOFDIt

(2)

lnIMt= 6.911592 + 0.648937lnOFDIt

(3)

上述式(2)和式(3)的常数项和系数均在1%水平下显著。对lnEX—lnOFDI和lnIM—lnOFDI的回归残差进行平稳性检验，t值都没有达到10%显著，但较为接近临界值，因此每对变量的关系接近协整，但不符合协整，可能是由于序列的结构变化对长期均衡关系产生了影响。

4.3 结构变点检测

4.3.1 变结构协整检验

表1 lnEX—lnOFDI变结构协整检验结果

注：**为5%的水平下显著，*为10%的水平下显著。

表2 lnIM—lnOFDI变结构协整检验结果

注：**为5%的水平下显著，*为10%的水平下显著。

lnEX—lnOFDI变结构协整方程为：

(4)

各系数均在1%显著性水平下显著。

lnIM—lnOFDI变结构协整方程为：

(5)

T为趋势项，各系数均在1%显著性水平下显著。

4.3.2 分段协整检验

将lnEX—lnOFDI序列分为1982—1994年和1995—2015年两段，lnIM—lnOFDI序列分为1982—2000年和2001—2015年两段。经检验，各序列在每段时间内都是一阶单整的。下面再分段进行协整检验，OLS估计的残差平稳性检验结果如表3所示。

表3 两段序列的残差项平稳性检验

注：*为10%的水平下显著。

由表3可知，1995—2015年的lnEX和lnOFDI，以及2001—2015年的lnIM和lnOFDI均在10%的显著性水平下协整，而其他两段时间内各自均不存在协整关系。这说明相比20世纪80年代至90年代前期，中国出口和进口与OFDI的长期均衡关系在后期较为稳定。

5 结果分析与政策建议

5.1 结果分析

出口额与对外直接投资额关系的结构变点为1995年。1994年1月1日，中国实施重大外汇体制改革，人民币的官方汇率一次性与市场汇率接轨，开始实行浮动汇率制，使得人民币对美元汇率直接从5.8跌至8.7。变结构协整模型中出口额的水平漂移是由于汇率的骤然下降刺激了出口，从而使出口的整体水平迅速被拔高，产生了1995年的结构变点。

另外，1994年1月11日，国务院作出了《关于进一步深化对外贸易体制改革的决定》，推动中国经济适应世界经济规则，与世界经济接轨。在此基础上，多项关税大幅降低，改批汇制为银行结售制，取消指令性计划，企业获得进出口经营权等，以及中国进出口银行、国家开发银行和中国农业发展银行的先后成立等，全面推动了中国对外贸易走上新的台阶。中国对外直接投资和出口贸易互补的长期均衡关系在1995年后才得以确立，是由于外贸体制改革带动中国市场接轨世界经济，从而给予中国的对外投资和进出口更大的自由，促使两者的相互关系可以更合理和更及时地进行调整。

进口额与对外直接投资额关系的结构变点为2001年。2001年，中国第十个五年计划宣布实施“走出去”战略。在该战略的贯彻下，中国进一步在经济领域与国际展开积极合作，并取得了大量突出的成就。

2001年11月10日中国加入WTO，使得中国在制度和规范上与国际接轨。在“走出去”战略和“入世”的对外开放机遇下，中国经济快速发展，从而更有效且稳定地推动了进口贸易和对外直接投资的互补关系，使得长期均衡关系在2001年确立。此外，由于加入WTO促使贸易壁垒的降低，国外产品的进口大量增加，使中国进口贸易水平整体提高，很好地解释了中国对外直接投资和进口贸易的长期均衡关系的水平漂移现象。

长期来看，出口与中国对外直接投资为较强的互补关系，两者的长期均衡关系在1995年后较为稳定，且互补性有所增强。短期来看，出口与中国对外直接投资为替代关系，除扩大与开拓市场外，中国制造业直接投资的另一目的是突破贸易障碍、规避贸易壁垒, 因此制成品无须出口，只要在东道国生产销售，从而替代了母国同类产品的出口。此外，以降低运输成本为目的的效率导向型投资也会替代部分出口。

长期来看，进口与中国对外直接投资为互补关系，且随着时间的推移，进口增长很快，两者的长期均衡关系在2001年后趋于稳定，时间趋势项的存在正是中国经济快速发展的体现。短期来看，进口与中国对外直接投资主要为互补关系。

5.2 政策建议

为进一步促进中国对外投资和进出口贸易健康快速发展，抓住机遇由贸易大国向投资大国转变，提出以下政策建议。

5.2.1 继续推动对外投资

中国的对外投资对出口贸易短期来看为替代关系，但考虑到其回报周期较长，再加上国内的劳动力价格提高、贸易壁垒难以克服、部分资源短缺等因素，从长远发展来看对进出口仍有明显的带动作用。

因此，我国企业应积极进行对外投资，政府及市场调控部门应协助排除企业“走出去”的各方阻碍，才能使我国对外投资获得进一步发展。然而与此同时也应注意不能盲目投资，需注意防范风险，并在投资地点和方式的选择上应契合自身发展。

5.2.2 提升对外投资对出口的创造效应

目前我国的对外投资虽对出口贸易有带动作用，但该效应还不是很明显，且影响过于滞后。一方面，可通过对投资结构的调整，促进对贸易的带动作用；另一方面，近年来中小私营企业发展迅速，可成为对外投资的新生动力，这些企业灵活性高，更能紧跟世界经济步伐，快速做出决策，有利于帮助改进投资效应的滞后性，为中国对外投资注入新活力。