對外進(jìn)出口貿(mào)易范文
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第1篇
關(guān)鍵詞：對外直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易；影響機(jī)制；面板格蘭杰因果檢驗
基金項目：教育部重點研究基地重大項目（11JJD790024）。
作者簡介：胡昭玲(1972-)，女，天津人，南開大學(xué)跨國公司研究中心、南開大學(xué)國際經(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)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系碩士研究生，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究。
中圖分類號：F720 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：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
國際直接投資與國際貿(mào)易的關(guān)系一直是理論界關(guān)注和爭論的問題。國際直接投資包括外國直接投資（inward FDI）和對外直接投資（outward FDI）兩個方面， 分別涉及外資的流入與流出。本文研究的是后一方面，即中國對外直接投資對母國進(jìn)出口貿(mào)易的影響。①中國對外直接投資起步較晚，大大滯后于引進(jìn)外資的步伐，規(guī)模也相對較小。但是，近年來，在“走出去”戰(zhàn)略的引導(dǎo)下，在綜合國力增強(qiáng)、外匯儲備大幅增加、人民幣升值等一系列綜合因素的作用下，中國對外直接投資獲得了迅速發(fā)展，2010年我國對外直接投資首次達(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)大的對外直接投資對進(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、如何更好地利用對外直接投資促進(jìn)對外貿(mào)易發(fā)展，不僅具有理論價值，而且對我國對外開放與經(jīng)貿(mào)政策的制定具有現(xiàn)實借鑒意義。
Mundell（1957）最早正式研究了國際直接投資與國際貿(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，從理論上分析國際直接投資與國際貿(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)對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的實證研究也沒有統(tǒng)一的結(jié)論。國外有關(guān)對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的實證文獻(xiàn)大多以發(fā)達(dá)國家為研究對象，其中又以美國和日本居多。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，但以驗證互補(bǔ)效應(yīng)的居多。在國內(nèi)的實證研究方面，蔡銳等（2004）基于小島清的邊際產(chǎn)業(yè)理論，運(yùn)用零回歸方法的實證分析表明：中國對發(fā)達(dá)國家的直接投資對進(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；中國對非發(fā)達(dá)國家的直接投資對進(jìn)口沒有顯著影響，對出口則有一定影響。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等方法，認(rèn)為我國進(jìn)口和出口分別與對外直接投資存在單向因果關(guān)系，對外直接投資不是進(jìn)出口變化的原因。王英等（2007）考察了中國對外直接投資對出口的影響，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。項本武（2009）運(yùn)用面板協(xié)整模型和誤差修正模型，驗證了我國長期對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易具有創(chuàng)造效應(yīng)，但二者對短期的效應(yīng)持不同觀點。
綜上所述，有關(guān)我國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對較少，并且結(jié)論并不一致。筆者就對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制進(jìn)行理論分析，并對中國的情況加以實證研究。在實證方法上，國內(nèi)學(xué)者大多使用時間序列或截面數(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年中國對105個國家（地區(qū)）直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動態(tài)VAR模型和面板格蘭杰因果檢驗方法考察我國對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系。
二、對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制
（一）對外直接投資對出口的影響
圖1~圖3歸納了對外直接投資帶動出口增加的途徑。一方面，在海外新建子公司初期投產(chǎn)建設(shè)時，一般需要從母公司購買資本設(shè)備、原材料等；另一方面，在國外子公司經(jīng)營過程中，可能在較長時期內(nèi)從母國進(jìn)口零部件和中間產(chǎn)品，從而對出口形成持續(xù)性的帶動作用，尤其是在加工裝配行業(yè)這一效應(yīng)更為明顯。實際上，不同類型的對外直接投資都可能對出口形成促進(jìn)作用：以擴(kuò)大和開辟海外市場、以為出口服務(wù)為目的的市場導(dǎo)向型對外直接投資，通過在世界其他國家（地區(qū)）設(shè)立貿(mào)易服務(wù)機(jī)構(gòu)，構(gòu)筑國際市場營銷網(wǎng)絡(luò)可以促使出口增加；資源導(dǎo)向型對外直接投資帶動了開采所需設(shè)備和相關(guān)產(chǎn)品的出口，并且隨著母國進(jìn)口開采出的資源，該國此類資源加工品或制成品的出口可能增加；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資可以獲得反向技術(shù)溢出效應(yīng)，提高母國產(chǎn)品的技術(shù)含量和出口競爭力。
圖1 對外直接投資的出口促進(jìn)效應(yīng)
對外直接投資對出口既有促進(jìn)作用，也有替代作用。首先，無論是為規(guī)避貿(mào)易壁壘或?qū)鴥?nèi)生產(chǎn)能力過剩、市場相對飽和的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到國外而進(jìn)行的市場導(dǎo)向型對外直接投資，還是為降低生產(chǎn)與運(yùn)輸成本進(jìn)行效率導(dǎo)向型對外直接投資，生產(chǎn)基地轉(zhuǎn)移到國外后，在東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品將直接在當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷到其他國家，從而替代母國同類產(chǎn)品的出口。其次，東道國企業(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)一步減少了母國的出口。此外，國外分支機(jī)構(gòu)在東道國的當(dāng)?shù)夭少徱矔娲竾虚g產(chǎn)品的出口。
圖2 對外直接投資的出口替代效應(yīng)
（二）對外直接投資對進(jìn)口的影響
與出口的情況相類似，對外直接投資對進(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)向型對外直接投資以開發(fā)國外資源、保證母國供給為目的，會增加母國資源類產(chǎn)品的進(jìn)口；效率導(dǎo)向型對外直接投資將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本更低的國家后，有可能將東道國生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國以滿足國內(nèi)需求；技術(shù)導(dǎo)向型對外直接投資在國外開發(fā)和生產(chǎn)出技術(shù)與知識密集型產(chǎn)品后，可能通過公司內(nèi)貿(mào)易等形式銷售給母國。在進(jìn)口替代作用方面，如果企業(yè)認(rèn)為通過直接投資在國外購買原材料進(jìn)行生產(chǎn)比進(jìn)口生產(chǎn)所需的原材料更有效率，那么這種投資就會減少母國原材料的進(jìn)口；如果企業(yè)通過技術(shù)導(dǎo)向型投資代替通過高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口來獲取技術(shù)，就有可能減少母國部分高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口。
圖3 對外直接投資的進(jìn)口促進(jìn)與替代效應(yīng)
（三）中國對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的直觀分析
基于上述對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易的影響機(jī)制，可以就中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)加以直觀分析。
中國的對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)時的主營項目。20世紀(jì)90年代末開始，在國家的支持下一些大型央企和國企以獲取能源和資源為目的進(jìn)行對外投資，投資目的比較單純，經(jīng)營方式相對簡單。2000年以后，中國對外直接投資有了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，復(fù)雜的經(jīng)營方式開始出現(xiàn)。目前，中國對外直接投資“市場導(dǎo)向型”、“資源導(dǎo)向型”、“效率導(dǎo)向型”等投資動機(jī)都存在，但仍以市場尋求型投資動機(jī)為主。從對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，我國對外直接投資覆蓋了國民經(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個行業(yè)占據(jù)我國對外直接投資存量總額的88.3%。④
由于在我國的對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50%，可以預(yù)計，我國對外直接投資對貿(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)在我國對外直接投資中也占有較大份額，2010年末采礦業(yè)的投資存量占對外直接投資總存量的14.1%，⑤這也會對出口和進(jìn)口產(chǎn)生雙向的拉動作用。但是，我們也應(yīng)注意到，我國對外直接投資的動機(jī)與產(chǎn)業(yè)分布呈現(xiàn)多元化趨勢，制造業(yè)及其他行業(yè)多種動機(jī)的對外投資也占一定比重，這些投資會同時影響到出口和進(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對外直接投資對貿(mào)易規(guī)模的總體影響做出確切判斷，下文將使用計量方法就對外直接投資對我國出口和進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模的影響進(jìn)行實證檢驗。
三、中國對外直接投資對進(jìn)出口貿(mào)易影響的實證分析
（一）實證方法與模型設(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方法來考察我國對外直接投資對進(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）過程實現(xiàn)的。
為檢驗對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對平穩(wěn)性的影響，模型中的變量均采用對數(shù)形式。
其中，ofdi為我國的對外直接投資，exp為出口額。νit=αi+εit，εit～iid. (0, σ2ε)；αi為個體的異質(zhì)性，它表示我國對各個國家對外直接投資所具有的不同特性，屬于非時序變量；εit為隨機(jī)擾動項，表示除方程（1）、（2）中所列變量外的其他影響因素。對于任意給定的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，即對所有的個體來說γ(k)都是一樣的。
方程（1）考察對外直接投資對出口的影響，方程（2）考察出口對對外直接投資的影響。以上2個方程組成了面板向量自回歸模型，其中每個方程都是一個動態(tài)面板，需要對其進(jìn)行差分估計。由于方程存在內(nèi)生變量，要用到工具變量，先直接對每個方程進(jìn)行差分廣義矩估計（Difference-GMM），檢驗單個變量系數(shù)的顯著性，然后根據(jù)GMM估計結(jié)果，對上述模型進(jìn)行面板格蘭杰因果關(guān)系檢驗，驗證我國對外直接投資與出口之間的格蘭杰因果關(guān)系。
其中，imp為我國的進(jìn)口額，其他變量的解釋同上。方程（3）考察對外直接投資對進(jìn)口的影響，方程（4）考察進(jìn)口對對外直接投資的影響，進(jìn)口模型的估計和檢驗方法與出口模型相同。
（二）樣本數(shù)據(jù)及來源
筆者根據(jù)世界各國的經(jīng)濟(jì)地理特點，按照《中國統(tǒng)計年鑒》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個樣本國家（地區(qū)）進(jìn)行研究。
筆者利用1993年~2009年我國對上述105個國家（地區(qū)）的對外直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。我國對各個國家（地區(qū)）的進(jìn)出口數(shù)據(jù)取自1994年~2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，1993年~2002年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》，2003年~2009年的對外直接投資數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。
（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗
為了增強(qiáng)檢驗結(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，使用的軟件為Eviews6.1，結(jié)果見表1。
對lnofdi、lnexp、lnimp的面板單位根檢驗結(jié)果顯示，在4種檢驗方法下，在1%的顯著性水平下lnofdi、lnexp、lnimp均不存在單位根，可見對外直接投資
表1 面板單位根檢驗結(jié)果
檢驗方法lnofdi統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnexp統(tǒng)計量P值 結(jié)論lnimp統(tǒng)計量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，無需對變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗即可直接就對外直接投資與出口以及對外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。
（四）面板格蘭杰因果檢驗結(jié)果
1．對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，確定最佳滯后期為2。
筆者分別對方程（1）、（2）進(jìn)行動態(tài)面板廣義矩估計，在估計中利用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兩步估計法，估計結(jié)果如表2所示。
由表2中對方程（1）的估計結(jié)果可見，lnofdi一階滯后項的系數(shù)為0.047，P值為0.015，其二階滯后項的系數(shù)為0.028，P值為0.040，均通過了5%的顯著性檢驗，這表明我國的對外直接投資對出口存在正向的滯后影響，對外直接投資對出口有一定的促進(jìn)效應(yīng)。但是，lnofdi一階和二階滯后項的系數(shù)都很小，說明投資對出口的帶動作用較為有限。
筆者對對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，原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］，即對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中對方程（1）的估計結(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，對外直接投資是出口的格蘭杰原因。
由表2中對方程（2）的回歸結(jié)果可見，lnexp一階滯后項的系數(shù)為0. 015，P值為0.015，lnexp二階滯后項的系數(shù)為0.041，P值為0.034，在5%的統(tǒng)計水平下都是顯著的，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)，即出口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國對外直接投資與出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。
2.對外直接投資與進(jìn)口的關(guān)系
分別對方程（3）、（4）進(jìn)行GMM估計。根據(jù)AIC值最小的標(biāo)準(zhǔn)，利用Eviews6.1軟件進(jìn)行AIC檢驗，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兩步估計法，利用stata11.0軟件進(jìn)行估計，結(jié)果如表3所示。
由表3中對方程（3）的估計結(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，這說明我國對外直接投資對進(jìn)口存在正向的滯后影響，對外直接投資對進(jìn)口具有促進(jìn)效應(yīng)。由于lnofdi的一階和二階滯后項系數(shù)均顯著，因此格蘭杰因果檢驗的原假設(shè)H0：βi(k)=0，i∈［1,p］不成立，接受備擇假設(shè)，即對外直接投資是進(jìn)口變化的格蘭杰原因。
由表3中對方程（4）的估計結(jié)果看出，lnimp一階滯后項的系數(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)口是對外直接投資變化的格蘭杰原因。
綜上，我國的對外直接投資對進(jìn)口具有帶動作用，即進(jìn)口額會隨著對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）實證結(jié)果分析
由上文對外直接投資與出口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和出口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。對外直接投資的一階和二階滯后項對出口具有正向影響，并具有統(tǒng)計顯著性，說明對外直接投資對出口具有促進(jìn)作用。總體看來，我國對外直接投資對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用超過了替代作用，對外直接投資對我國的出口貿(mào)易起到了一定的推動作用，雖然這種作用的程度較小。
由對外直接投資與進(jìn)口關(guān)系的實證分析結(jié)果可以看出，我國對外直接投資和進(jìn)口之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，尤其是對外直接投資對進(jìn)口具有帶動作用。這說明在我國對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，而將其他類型的對外直接投資考慮進(jìn)來，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
我國對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，對外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的,對出口和進(jìn)口均有促進(jìn)作用，這一結(jié)果與我國當(dāng)前對外直接投資以市場開拓和資源引進(jìn)等為主要目的的現(xiàn)實密切相關(guān)。然而，我國對外直接投資還處于起步階段，規(guī)模還相對較小，對貿(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)易的良性互動關(guān)系，是我國需要解決的重要問題。
我國應(yīng)當(dāng)繼續(xù)積極發(fā)展對外直接投資，有效利用國際、國內(nèi)2個市場、2種資源，充分發(fā)揮對外直接投資對貿(mào)易的促進(jìn)作用。對外直接投資有利于開拓海外市場, 通過跨國生產(chǎn)可以帶動設(shè)備、原材料、中間品的出口。通過對外直接投資還可以獲得國內(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)驗等，帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和技術(shù)水平提升，不斷提高本國企業(yè)和產(chǎn)品的國際競爭力。
在擴(kuò)大對外直接投資規(guī)模的同時，我國還應(yīng)調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量。以制造業(yè)的對外直接投資為例，目前很大部分投資于初級加工業(yè)，生產(chǎn)附加值較低，對出口的帶動作用有限。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 對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)包括對貿(mào)易規(guī)模和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，本文研究的是前者，即對外直接投資和對外貿(mào)易之間的替代或互補(bǔ)關(guān)系。
② UNCTAD：《2011年世界投資報告》，2011年7月。
③ 根據(jù)Vernon的產(chǎn)品生命周期理論，創(chuàng)新國的對外直接投資首先替代母國的出口貿(mào)易，而后又創(chuàng)造了母國從東道國的進(jìn)口貿(mào)易。
④ 商務(wù)部，國家統(tǒng)計局，國家外匯管理局：《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》， hzs.mofcom.省略，2011-09-15。
⑤ 同④。
⑥ Hurlin和Venet在傳統(tǒng)Granger因果檢驗思想的基礎(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法，該方法采用 t-2 期前的因變量的滯后項作為因變量一階差分滯后項的工具變量，從而得到一致且更為有效的估計結(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)
第2篇
關(guān)鍵詞:對外直接投資;進(jìn)出口貿(mào)易;協(xié)整;誤差修正模型
中圖分類號:F71 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號:1673-291X(2010)17-0143-03
阿瑟?劉易斯在其《經(jīng)濟(jì)增長理論》中提出,促使經(jīng)濟(jì)增長的三個近因為經(jīng)濟(jì)活動、增進(jìn)知識和增加資本。經(jīng)濟(jì)增長是社會物質(zhì)財富不斷增加的過程,通常表現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP的增加。在開放經(jīng)濟(jì)條件下,一國的經(jīng)濟(jì)增長除了取決于國內(nèi)消費和投資的拉動外,國際貿(mào)易和國際投資已成為國際經(jīng)濟(jì)活動的基本形式,拉動經(jīng)濟(jì)增長。
一、相關(guān)研究和文獻(xiàn)回顧
將國際直接投資與國際貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)系起來的理論,是在國際直接投資和國際貿(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,他將國際直接投資理論建立在國際貿(mào)易理論的同一基石即國際分工基礎(chǔ)上,提出邊際產(chǎn)業(yè)理論,認(rèn)為對外直接投資與對外貿(mào)易以互補(bǔ)形式存在,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。
實證研究方面,真正將進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、對外投資聯(lián)系在一起是鄧寧等(2001)在投資周期理論的基礎(chǔ)上,考察了韓國和中國臺灣的貿(mào)易與直接投資的發(fā)展軌跡,認(rèn)為一個國家或地區(qū)的進(jìn)口行為增加將導(dǎo)致外資流入增加,外資流入增加會導(dǎo)致出口增加,而出口增加又會最終導(dǎo)致向外投資增加。
以上成果說明了一國的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長之間確實存在一定關(guān)系,并探索對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長三者的關(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外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)或是對外直接投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上,對對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長三者之間關(guān)系的實證研究還比較有限。本文要解決的主要問題包括:我國對外直接投資與對外貿(mào)易、經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系?它們之間的因果關(guān)系如何?
二、實證分析
前面已對對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)理論進(jìn)行了簡要闡述,現(xiàn)在此基礎(chǔ)上,運(yùn)用協(xié)整理論、Granger因果關(guān)系檢驗等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法對我國的對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易及經(jīng)濟(jì)增長三者間關(guān)系進(jìn)行實證分析,以期對相關(guān)理論進(jìn)行檢驗,同時也是對筆者所提待解決的問題進(jìn)行解答。
(一)計量模型與數(shù)據(jù)說明
根據(jù)前文的假設(shè)及要解決的問題,選取的變量為1985―2007年我國國民生產(chǎn)總值(GDP),進(jìn)出口貿(mào)易總額(EXI)和對外直接投資額(OFDI)。根據(jù)理論,對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)有促進(jìn)作用,但是一國的經(jīng)濟(jì)還會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,如社會中的就業(yè)狀況即勞動投入的大小、社會中的資本要素狀況、人力資源情況、R&D情況等。u為隨機(jī)擾動項。假設(shè)所有其他因素Q不變,即固定Q時得到以下計量模型:
GDP=β0+β1*EXI+β2*OFDI +u
為了消除或減少可能存在的異方差,對各變量取自然對數(shù),得到方程:
InGDP= β0+β1*InEXI+β2*InOFDI +u
為了直觀地描述OFDI、EXI和DGP三者的長期關(guān)系,將三者按樣本數(shù)據(jù)首先繪制時間序列變化趨勢圖,如圖:所有數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計年鑒》,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的趨勢,且變動方向一致,說明其可能存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,計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:時間序列數(shù)據(jù)有明顯的增長趨勢,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。
(二)變量的單位根檢驗
本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量的平穩(wěn)性。為了研究的方便,并考慮到對各時序數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后不會改變時序的性質(zhì)及關(guān)系,且所得到的數(shù)據(jù)容易得到平穩(wěn)序列,對這些時序數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理后,得到的變量分別記為:LNGDP、LNOFDI、LNEXI。采用ADF檢驗進(jìn)行單位根檢驗,檢驗結(jié)果見表2。
通過表3可以看出,GDP、QI、EXI的原對數(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)過一階差分后,三個序列都通過了5%顯著性水平下的平穩(wěn)性檢驗,即不存在單位根,這表明了三個序列都是一階單整序列,可用I(1)表示。由此可見,若僅對LNQI、LNEXI、LNGDP進(jìn)行簡單回歸而不做平穩(wěn)性檢驗所得出的回歸結(jié)果是難以令人信服的。
(三)協(xié)整檢驗
要建立經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系模型,還要檢驗它們之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整(Co-integration)方法是研究非平穩(wěn)時間序列之間是否存在長期均衡關(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)
殘差項的穩(wěn)定性檢驗:
由表3和表4可知,其殘差的ADF檢驗統(tǒng)計值-3.391788小于在5%的顯著水平下-1.9592值,故該序列是平穩(wěn)的,說明LNEXI與LNGDP是(1,1)階協(xié)整,并且它們在5%的顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系,這表明我國的進(jìn)出口貿(mào)易與GDP經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的穩(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檢驗統(tǒng)計值-4.299759小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9592,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明LNOFDI與LNGDP是(2,1)階單整,表明我國對外直接投資與GDP經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(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檢驗統(tǒng)計值-2.913675小于在5%的顯著水平的臨界值-1.9583,故此時殘差是平穩(wěn)序列,說明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,這表明我國對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易之間存在一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且兩者之間不存在明顯的替代關(guān)系,長期來看,兩者是相互促進(jìn)的。這一點與前文小島清的貿(mào)易與投資互補(bǔ)理論模型是較吻合的,也即從長期來看,我國的對外直接投資和對外貿(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。
(四)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗
協(xié)整分析的結(jié)果反映了我國GDP、OFDI、EXI變量兩兩之間存在長期穩(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關(guān)系模式還需要進(jìn)一步驗證。為使所建立的模型正確反映出我國貨物進(jìn)出口總額、我國對外直接投資與我國國民生產(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。通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗,可得如下結(jié)果(見表9)。考慮到經(jīng)濟(jì)中常出現(xiàn)的時滯效應(yīng),本文不是只用一種滯后階數(shù)來得到是否存在因果關(guān)系結(jié)論的。
我國的對外直接投資、進(jìn)出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長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,經(jīng)濟(jì)增長又促進(jìn)對外直接投資。對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長期中相互促進(jìn)和補(bǔ)充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長。
三、結(jié)論與討論
總之,通過上述數(shù)據(jù)的實證檢驗,可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易以互補(bǔ)互促關(guān)系存在,從而推動經(jīng)濟(jì)增長,這與我國實際較為吻合。對外貿(mào)易與對外直接投資對推動我國經(jīng)濟(jì)增長、增強(qiáng)綜合國力的作用是巨大的。
第一,從協(xié)整分析的結(jié)果可以看出,國民經(jīng)濟(jì)的增長和進(jìn)出口增長、對外直接投資增長之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系,表明三者之間存在著長期穩(wěn)定的動態(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,經(jīng)濟(jì)增長又促進(jìn)對外直接投資。對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易在長期中相互促進(jìn)和補(bǔ)充,從而進(jìn)一步促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)的增長。
第二,中國的對外直接投資與貿(mào)易基本上符合互補(bǔ)關(guān)系。對外直接投資QI對進(jìn)出口貿(mào)易總額長期內(nèi)是促進(jìn)作用,但對貿(mào)易的替代作用不明顯。首先,這可能與我國對外直接投資的規(guī)模有關(guān),凈對外直接投資仍為負(fù)值。其次,進(jìn)出口貿(mào)易的增長速度加快、貿(mào)易規(guī)模的迅速擴(kuò)大使得對外直接投資對貿(mào)易的影響弱化。這個結(jié)果很好地說明,有關(guān)我國日益增長的對外直接投資會帶來貿(mào)易或國際收支失衡的疑慮盡可打消。
第三,對外直接投資與對外貿(mào)易基本上是互補(bǔ)的,也就是說還是會對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用的。這意味著我國的對外直接投資和對外貿(mào)易需要朝著相互促進(jìn)和相互補(bǔ)充的一體化趨勢發(fā)展,以促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)增長。
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第3篇
一、美國貿(mào)易投資一體化的總量特征分析
本文以美國1976—2010年的數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間,以美國國際收支平衡表中美國擁有所有權(quán)的國際直接投資衡量其對外直接投資,以美國人口普查局(U.S.CensusBureau)統(tǒng)計的美國貨物進(jìn)口額和出口額來衡量其對外貿(mào)易(如無特別說明下文提及進(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)時間序列的異方差性,在開始分析前,對上述數(shù)據(jù)均進(jìn)行自然對數(shù)變換。因此在文中用Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)分別表示美國對外直接投資、出口額、進(jìn)口額的對數(shù)。以下對美國1976—2010年的出口額、進(jìn)口額和對外直接投資額的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計量分析,以此檢驗美國直接投資和國際貿(mào)易之間的關(guān)系。
(一)時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗
在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列進(jìn)行回歸分析前,首先要進(jìn)行單位根檢驗,以判別序列的平穩(wěn)性,避免非平穩(wěn)時間序列之間經(jīng)常發(fā)生的偽回歸現(xiàn)象。只有通過了平穩(wěn)性檢驗的時間序列數(shù)據(jù),才能進(jìn)行回歸分析。在此對序列平穩(wěn)性采用ADF檢驗,根據(jù)檢驗結(jié)果,Ln(FDI)、Ln(EXG)、Ln(IMG)3個變量原序列的ADF檢驗值都大于1%的顯著性水平下對應(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),說明在1%的顯著性水平下各變量對數(shù)都沒有通過平穩(wěn)性檢驗,即它們都是非平穩(wěn)序列;而這些對數(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了平穩(wěn)性檢驗,說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),那么這幾個變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系,表明這幾個變量的某種線性組合可能是平穩(wěn)的。因此,可以進(jìn)一步對上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。
(二)協(xié)整性檢驗
協(xié)整檢驗的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。有些時間序列,雖然它們自身非平穩(wěn),但其某種線性組合卻平穩(wěn),這種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系稱為協(xié)整關(guān)系。對于經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗后為非平穩(wěn)的序列來說,需要進(jìn)行協(xié)整檢驗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)整檢驗方法。VAR模型通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)變量相互關(guān)系的分析和隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。鑒于文中重點研究美國對外直接投資與進(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度p,在Eviews6.0計量軟件中選擇盡可能大的滯后階數(shù)8進(jìn)行滯后長度檢驗,并根據(jù)實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,VAR模型中2/3以上的參數(shù)顯著性通過了檢驗。模型中各個方程的擬合優(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)一步在這個模型的基礎(chǔ)上采用喬納森協(xié)整檢驗法檢驗Ln(FDI)和Ln(EXG)、Ln(FDI)和Ln(IMG)之間是否具有協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果如表1、表2。從上述檢驗結(jié)果可以得出,在5%顯著性水平下,美國進(jìn)出口與對外直接投資的跡統(tǒng)計量拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的虛擬假設(shè),說明美國進(jìn)出口與對外直接具有協(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,美國進(jìn)出口與對外直接投資存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系:對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
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,如何判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因,是計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的常見問題。Granger(1969)提出一個判斷因果關(guān)系的檢驗,這就是Granger因果檢驗。本文利用此方法檢驗美國進(jìn)出口與對外直接投資的因果關(guān)系,滯后期仍選擇1,經(jīng)計量軟件運(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,美國對外直接投資與進(jìn)出口具有如下的因果關(guān)系:①美國FDI變動是影響出口變動的原因;②出口變動是影響美國FDI變動的原因;③進(jìn)口變動是影響美國FDI變動的原因。
(四)計量分析中反映的總量特征及原因分析
1、美國對外直接投資抑制美國出口貿(mào)易。從協(xié)整檢驗的結(jié)果可知,美國出口貿(mào)易與對外直接投資呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系,說明對外直接投資增長反而引起出口貿(mào)易的減少。眾所周知,跨國公司在新的國際分工格局之下成為國際直接投資的主體,目前全球90%的跨國公司集中在發(fā)達(dá)國家,而美國更是擁有了具有突出競爭優(yōu)勢跨國公司的大多數(shù),美國是資本輸出的主要國家,美國的跨國公司通過直接投資利用他國具有比較優(yōu)勢的資源并整合為自己的競爭優(yōu)勢。這些跨國公司為了提高國際競爭力、獲取全球利潤最大化,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家,還有部分返銷回美國,這就導(dǎo)致原本由美國出口的部分產(chǎn)品不再經(jīng)由美國出口,美國出口貿(mào)易額相對于對外直接投資的增長反而下降了。
2、美國出口貿(mào)易的增減會引起對外直接投資的反向變動。美國作為世界第一大經(jīng)濟(jì)體、主要發(fā)達(dá)國家之一,其國內(nèi)的資源、土地、勞動力、環(huán)境等成本處于較高水平,在生產(chǎn)全球化的背景下,美國一些本土產(chǎn)品的價格往往高于世界市場的平均價格,因此美國出口貿(mào)易減少,其跨國公司選擇對外直接投資的方式在其他國家尋求最佳資源配置從而獲得國際市場的競爭優(yōu)勢,這就表現(xiàn)出出口貿(mào)易減少而對外直接投資增加的現(xiàn)象。美國常年面臨巨額貿(mào)易赤字,面對金融危機(jī)等惡劣經(jīng)濟(jì)環(huán)境時,政府和公眾往往期望跨國企業(yè)抽回海外投資,增加本國工作崗位,緩解失業(yè)率居高不下的壓力,同時有利于增加出口減少貿(mào)易赤字,這就會表現(xiàn)出出口貿(mào)易增加而對外直接投資減少的現(xiàn)象,這從一個側(cè)面說明了出口貿(mào)易與對外直接投資此消彼長的關(guān)系。
3、美國進(jìn)口貿(mào)易引起美國對外直接投資同向變動。從協(xié)整檢驗的結(jié)果可以看出美國進(jìn)口貿(mào)易與對外直接投資有著很強(qiáng)的促進(jìn)作用,美國作為資本充裕技術(shù)領(lǐng)先的發(fā)達(dá)國家,其進(jìn)口產(chǎn)品中勞動密集型產(chǎn)品、重要能源和資源占較大比重。對于勞動密集型產(chǎn)品,美國跨國公司通過生產(chǎn)環(huán)節(jié)全球布置的方式實現(xiàn)國外生產(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,因此對美國直接投資具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。對于資源密集型產(chǎn)品,美國跨國公司為了搶占全球戰(zhàn)略資源,通過對外直接投資控制重要資源的開發(fā)經(jīng)營權(quán),此類產(chǎn)品進(jìn)口需求的增加勢必增加美國跨國公司對外直接投資的動力。
二、結(jié)論及建議
綜合上述分析,可以得出如下結(jié)論:美國對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)易引起美國對外直接投資同向變動。總的來說,美國貿(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階段。結(jié)合美國貿(mào)易投資一體化的特征,我國在貿(mào)易投資一體化實踐中應(yīng)注意以下幾個方面:
1、加強(qiáng)自主創(chuàng)新,努力推動科技進(jìn)步。科學(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)對外投資與貿(mào)易一體化的水平越高,美國高水平的貿(mào)易投資一體化與其在科技領(lǐng)域的領(lǐng)先優(yōu)勢分不開。
