日本對華直接投資與進(jìn)出口效應(yīng)的實證分析

吳明宇

1 問題的提出

中國對日出口貿(mào)易與日本對華FDI之間的關(guān)系,屬于東道國出口貿(mào)易和外商FDI之間的關(guān)系。我國學(xué)者薛敬孝(1997)分析了日本對華FDI對中日貿(mào)易的替代作用和促進(jìn)作用，認(rèn)為促進(jìn)作用是主流。王洪亮，徐霞(2003)用格蘭杰因果檢驗法對中日1983～2001年的貿(mào)易和投資進(jìn)行的分析結(jié)果顯示，日本對華FDI和貿(mào)易之間存在長期的互補關(guān)系，F(xiàn)DI和出口具有雙向的因果關(guān)系，但FDI對進(jìn)口水平只有單向的因果關(guān)系。邊恕(2008)描述了日本對華FDI戰(zhàn)略的變化，對中日兩國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響途徑及其影響效果。張興，吳宇，張煒(2009)的研究表明：國內(nèi)生產(chǎn)總值、中日雙邊貿(mào)易額和實際匯率與日本對華FDI正相關(guān)。劉向麗(2009)實證分析了日本對華制造業(yè)FDI與中日制成品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易之間的關(guān)系，指出日本對華制造業(yè)FDI對中日產(chǎn)品內(nèi)貿(mào)易有正向的推動作用。本文選取日本作為研究對象進(jìn)行分析，運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型等分析方法,對日本對華FDI的流入與中日貿(mào)易的增長關(guān)系進(jìn)行實證研究,分析了日本對華FDI與中日雙邊貿(mào)易之間可能存在的長期和短期關(guān)系。為避免數(shù)據(jù)過短，所以采用了能夠入手的1996年以來的季度數(shù)據(jù)，研究時間到2010年為止。

2 數(shù)據(jù)選取與計量檢驗

2.1 日本對華直接投資

自中國實行改革開放政策以來,日本對華直接投資(FDI)和中日雙邊貿(mào)易都得到了蓬勃發(fā)展。就日本對華FDI而言，改革開放初期日本開始對華直接投資，但是額度很小。從1987年開始，日本對華FDI大幅度增加。大致分出以下幾個循環(huán)階段。第1個循環(huán)階段是從1979～1991年。稱之為試探初始階段。這段時期日本對華FDI發(fā)展速度相對緩慢，高潮年僅為1989年的6.8億美元。第二階段是1991～2000年的循環(huán)發(fā)展階段。隨著1992年鄧小平的南巡后中國改革開放步伐的加快;日元對于人民幣的大幅升值使得日本對華FDI迅猛增加。最高年份達(dá)到了1995年的32億美元。第三個階段是2001～2006年。日本對華FDI再次進(jìn)入增長時期。最高年份的2005年達(dá)到了65億美元。從2007～2010年進(jìn)入了下一個循環(huán)的開始階段，最近4年日本對華FDI一直在增加中。

就中日貿(mào)易而言,從1972年建交開始到2010年已經(jīng)走過了近40年的歷程，對華輸出輸入總額從1972年的11億美元，到1981年的103億美元；從2002年突破1000億美元，再到2007年達(dá)到了2000億美元。從1992～2003年為止日本一直是中國最大的貿(mào)易伙伴國。到2007年中國已經(jīng)超越美國成為日本最大的貿(mào)易伙伴國。從圖2中可以看出，從1972～2010年日本對華進(jìn)出口額一直呈直線上升趨勢。到2010年為止，對華輸出額增加到了245倍，輸入增加到了311倍。因此,分析日本對華FDI對中日雙邊貿(mào)易所產(chǎn)生的效應(yīng),無疑有利于中國制定針對性的吸引日本對華FDI和對日貿(mào)易政策,并引導(dǎo)其朝雙方有利的方向發(fā)展。

2.2 樣本來源與變量選取

本文在分析日本對華FDI與日本對華進(jìn)、出口的關(guān)系時,選取的樣本為1996.1～2010.4共60個季度數(shù)據(jù)。日本對華FDI和日本對華進(jìn)口、出口的季度數(shù)據(jù),均來源于日本外務(wù)省網(wǎng)站。在變量的選取上,選取的被解釋變量為1996～2010年的各個季度日本對中國的實質(zhì)出口額(RE)，歷年日本對中國的實質(zhì)進(jìn)口額(RI)，選取的解釋變量為當(dāng)年日本對華實際直接投資額(FDI)。此外,由于引入對數(shù)后既不會改變時間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系且可以防止異方差,同時又在經(jīng)濟(jì)上很容易解釋為變化率的增減，所以對以上所選變量分別取自然對數(shù)，得到新的變量序列分別記為LNRE、LNRI和LNFDI(見表1)。

本文采用ADF檢定各項是否有單位根，ADF主要是按無常數(shù)項和趨勢項，只有常數(shù)項，有常數(shù)項及時間趨勢項的順序檢定。分別表示為以下各式：

首先采用計量軟件為Eviews5.0進(jìn)行單位根檢驗。根據(jù)以上三式，進(jìn)行“ β=0”的假說檢定。如果“β=0”的零假設(shè)被接受，說明Χt有單位根，即為不平穩(wěn)實序列。相反“β=0”未被接受，則拒絕零假設(shè)，就是平穩(wěn)的時間序列。檢定的滯后項選定則根據(jù)情報量AIC來判斷。

2.3 協(xié)整檢驗

在檢驗出LNRE、LNRI、LNFDI均為I(1)的一階單整序列后，可通過EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗。首先建立的日本對FDI與日本對中國出口、進(jìn)口之間長期關(guān)系的回歸模型為:

其中,LNRE為日本對華輸出額的自然對數(shù)，LNRI為日本對華輸入額的自然對數(shù)，LNFDI為日本對華直接投資額的自然對數(shù)。α，β為系數(shù)項；μt，εt分別為兩模型的誤差項。

本文對建立的日本對華輸入輸出與日本對華FDI的兩個模型，運用Engle-Granger檢定來判斷是否有協(xié)整關(guān)系。如果生成的殘差Ut～I(xiàn)(0)、εt～I(xiàn)(0)的話，可以判斷此方程有長期穩(wěn)定的關(guān)系。Ut及εt用以下方程來表示。

如果接受零假設(shè)，那么說明殘差有單位根，即因變量和自變量之間沒有協(xié)整關(guān)系；如果拒絕零假設(shè)，那么說明殘差項沒有單位根，因變量和自變量之間有長期穩(wěn)定的關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。如果無協(xié)整關(guān)系則加入時間趨勢項(time)或使用(one-step forecast test方法)判斷出結(jié)構(gòu)變化部分并加入虛擬變量，通過不斷加入虛擬變量判斷是定數(shù)項還是系數(shù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化并得到擬合度最好的方程后生成殘差進(jìn)行檢定。能夠棄卻零假說就說明具有協(xié)整關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰定理,如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則一定存在描述受自變量影響的因變量由于短期偏離長期均衡而調(diào)整的誤差修正模型,而因變量的短期波動除受誤差修正項影響外,還受自變量短期波動的影響。根據(jù)Engle-Granger檢定來判斷μt，εt是否有單位根，如果殘差是Ut～I(xiàn)()

0或者εt～I(xiàn)(0)的話則說明具有協(xié)整關(guān)系。那么應(yīng)該設(shè)定誤差修正模型(ECM)來進(jìn)行短期波動分析。ECT(誤差修正項)是日本對華輸入輸出和日本對華FDI長期均衡時得到的一階滯后殘差。利用ECT，采用前一期的ECT以及前一期的自變量來說明當(dāng)期因變量的變化。既可知當(dāng)短期的輸入輸出偏離長期均衡狀態(tài)時，ECT對失衡的調(diào)節(jié)速度，另外還可以說明短期變化的主要因素。以下式（9），式（10）分別為日本對華輸出輸入的誤差修正模型。在以上兩式的OLS推斷中，殘差項μt，εt的平均為0(白噪聲)作為前提推定的，所以不能包括定數(shù)項和趨勢項。

注:其中，Δ是一階差分，t-1表示前1期。

3 實證結(jié)果的分析

3.1 時間序列平穩(wěn)性檢驗

表1是運用計量統(tǒng)計軟件EVIEWS 5.0對各變量單位根檢驗的結(jié)果。在水平值檢驗中結(jié)論是均為非平穩(wěn)變量。一階差分后所有變量均為平穩(wěn)，是一階單整，這樣就可以經(jīng)行協(xié)整分析。

3.2 協(xié)整檢驗與長期均衡關(guān)系比較

本文運用Engle-Granger檢定來判斷是否有協(xié)整關(guān)系。因為我國在此期間經(jīng)歷了諸如1998年亞洲金融危機，2001年入世，2005年匯改,2008全球金融風(fēng)暴等諸多歷史性事件，因此首先應(yīng)該判斷是否有結(jié)構(gòu)上的變化發(fā)生，然后再進(jìn)行分析。步驟是，首先對式(5)，式(6)進(jìn)行OLS回歸后生成殘差，按照式(7)及式(8)對生成的殘差進(jìn)行檢驗，如果Ut～I(xiàn)(0)，εt～I(xiàn)(0)那么就是平穩(wěn)系列。(經(jīng)過筆者檢驗，式(7)殘差的T值為-2.71，式(8)殘差的T值為－2.93，高于-3.37的5%臨界值。殘差系列均為不平穩(wěn))；如果不是，加入時間趨勢項(time)或使用one-step forecast test方法進(jìn)行視覺上的判斷。以下圖1為式(7)生成殘差后的，圖2為式(8)生成殘差后的one-step forecast test檢驗圖。從圖1可以看出發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化的地點比較多；從圖2可以看出，在第19期(2000年3季度)和第43期(2006年第3季度)，日本對華FDI發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化。對式(5)加入時間趨勢項，對式(6)加入虛擬變量D19和D43重新對(5)式及(6)式進(jìn)行推算，找出擬合度最好的模型推算結(jié)果如下式(11)，式(12)所示。由于推測的方程是對數(shù)形式，變量的系數(shù)可以直接解讀為日本對華FDI對日本對華輸出輸入的長期彈性。

表1 單位根檢驗

圖1

圖2

以上兩方程的各項都通過了在1%置信水平上的T檢定，對兩方程的生成的殘差項進(jìn)行不帶定數(shù)項和趨勢項的單位根檢驗后的結(jié)果表明，式（11）、式（12）的單位根檢定后的T值為－4.21和－3.46，均低于-3.37的5%的臨界值，通過5%置信水平的檢定。同時式（11）調(diào)整后的R2達(dá)到了92%，式（12）調(diào)整后的R2達(dá)到了94%，具有很高的說明力。這說明日本對華FDI與日本對華輸出和日本對華輸入具有長期穩(wěn)定的關(guān)系。

日本對華FDI每增加1%，那么日本對華輸出就會增加0.18%。日本對華FDI與日本對華輸出的正向影響顯而易見。日本對華FDI每增加1%，那么日本對華輸入就會增加0.13%。兩者相比說明日本對華FDI對于日本的重要性要大于中國。日本對華輸出和輸入與日本對華FDI均呈正向關(guān)系。這主要是因為日本對華FDI主要表現(xiàn)在在華建立工廠，利用中國低工資的優(yōu)勢，將一些夕陽產(chǎn)業(yè)或者工資費用較高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到中國進(jìn)行加工組裝，因此帶動了相關(guān)部品和部件的對華輸出；同時在中國組裝好向外出口的商品中，相當(dāng)大的一部分又“逆輸入”到了日本。這說明日本的對華直接投資促進(jìn)了中日兩國貿(mào)易發(fā)展。

3.3 誤差修正模型與短期動態(tài)調(diào)整比較

根據(jù)以上分析，日本對華輸出輸入與日本對華FDI有長期均衡關(guān)系，所以可以建立誤差修正模型來進(jìn)行短期分析。以下式（13）、式（14）分別為日本對華輸出輸入的誤差修正模型。

式（13）各項中除了ECT外其余各項都未通過了5%的置信水平上的T檢定。式（14）各項中ECT和常數(shù)項通過了5%的置信水平上的T檢定。同時可以看出日本對華輸出輸入符合ECT為的反向機制，即負(fù)值(-0.44和-0.22)的要求，說明一個季度的時間就可以調(diào)節(jié)到恢復(fù)日本對華輸出長期均衡狀態(tài)的44%；恢復(fù)日本對華輸入長期均衡狀態(tài)的22%。短期修正效果比較明顯。

4 結(jié)論

根據(jù)以上結(jié)果,對日本對華FDI和日本對華貿(mào)易的關(guān)系,我們可以得出如下結(jié)論:

（1）協(xié)整分析結(jié)果表明,日本對華FDI與日本對華輸出輸入均表現(xiàn)出一種長期穩(wěn)定的關(guān)系。從協(xié)整方程11可以看出,日本對華FDI每增加1%，那么日本對華輸出就會增加0.18%；方程式12說明日本對華FDI每增加1%，那么日本對華輸入就會增加0.13%。這說明日本對華FDI的流入推動了日本對華進(jìn)出口。日本對華輸出彈性大于日本對華輸入彈性。所以,日方有必要采取更積極的對策,促進(jìn)日本對華FDI向縱深發(fā)展,進(jìn)一步促進(jìn)中日貿(mào)易的共同增長。

（2）日本對華輸出輸入與日本對華FDI兩個短期的誤差修正模型相比較后，發(fā)現(xiàn)，日本對華輸出短期的調(diào)整速度也大大超過了日本對華輸入的調(diào)整速度。

綜上所述，擴(kuò)大對華FDI，是一種雙贏的結(jié)果，而且日方獲得的利益更大。不僅能帶動日本國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的早日復(fù)蘇，同時還可以讓日本政府及民間明白，這不僅可以消除官方及民間的一些誤解。更可以促使日本企業(yè)加速對中國投資的步伐，從而實現(xiàn)了日本對華投資和中日貿(mào)易互為良性循環(huán)。而我國采取的諸多有關(guān)直接投資的優(yōu)惠政策等則需要重新慎重考慮。這一結(jié)論對于我國政府正在加大對華FDI的管理并制定政策具有非常重要的指導(dǎo)意義。

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