俄羅斯對華直接投資與中俄貿易關系實證研究

中央民族大學經濟學院 張蕾

自中俄兩國的戰略協作伙伴關系建立以來，在兩國政府的高度重視和共同努力下，雙方經貿合作不斷取得新的進展。據中國海關統計，2012年中俄雙邊貿易額達到了881億美元，同比增長11%。商務部的統計數據顯示，兩國的投資合作也顯著加快，截至2012年底，中國對俄累計投資44億美元，其中2012年對俄投資達到6.5億美元，增長116%。而與此發展勢頭相反，俄羅斯對華直接投資自2004年以來卻出現了逐年下降的趨勢，2011年俄羅斯對華直接投資約為0.31億美元，累計直接投資存量總額不足10億美元，投資的發展滯后于雙邊貿易。2013年4月，習近平主席對俄羅斯的成功訪問，必將會給兩國的經貿合作發展帶來新的機遇和動力。在此背景下，本文旨在探討俄羅斯對華直接投資與中俄貿易之間的內在關系，以期為促進中俄兩國經貿合作的發展及其戰略升級提供指導作用。

1 相關研究動態

1.1 外商直接投資與國際貿易的理論觀點

外商直接投資與國際貿易的關系一直是國際經濟學研究的熱點。國際學術界針對該問題主要存在以下三種理論觀點。

第一種觀點認為外商直接投資與國際貿易之間是替代關系，貿易障礙會產生資本的流動，而資本的流動障礙則會產生貿易。如Mundell R.A.(1957)提出了貿易與投資替代模型，從H-O理論的分析框架出發，利用兩個國家、兩種產品和兩種生產要素的標準模型對直接投資與國際貿易之間關系進行了研究。蒙代爾得出的結論是：假設國際貿易壁壘等阻礙自由貿易的障礙存在的話，廠商若始終沿著特定的軌跡實施跨國直接投資，這種跨國直接投資就能夠在最低的生產要素轉換成本或相對最佳的效率的基礎上，實現對商品貿易的完全替代。

第二種觀點認為兩者之間是互補關系，外商直接投資具有貿易創造效應。主要代表是Kiyoshi Kojima(1978)以比較優勢的原則為標準，提出了貿易與投資相互促進的理論。小島清認為投資國應從本國處于或即將處于比較劣勢的邊際產業依次對外進行投資，對外投資與東道國的技術差距越小，技術就越容易被東道國吸收和普及，從而可以深層次地挖掘東道國該產業的優勢，使投資國與東道國之間的比較成本差距擴大，為更大規模的貿易創造條件。

第三種觀點認為兩者之間是一種不確定的關系。如Neary(1995)認為，假如一國出口的是資本密集型產品會吸引外國資本的流入，進而促進了本國國內資本密集型產品的出口，此時貿易與資本流動是互補的；如果一國出口的并非資本密集型產品，則對外國資金的流入不具有吸引力，由此得出貿易與資本流動的關系是替代的。Patrie(1994)按照投資動機的不同，將國際直接投資分為三類：市場導向型投資、生產導向型投資和貿易促進型投資。他認為激發直接投資的動機不同，貿易與投資的關系也就不同，市場導向型投資會替代貿易，而生產導向型投資則會增加投資國和東道國之間的貿易。

1.2 國內學者關于投資與貿易關系的實證研究

關于投資與貿易之間的關系，國內也有學者對其進行了實證研究：如張如慶(2005)根據1982～2002年度數據，綜合運用了協整理論、誤差修正模型和 Granger 檢驗等多種方法，對1982～2002 年間中國對外直接投資和進出口之間的關系進行了研究，結果表明，進出口分別是對外直接投資變化的原因，出口和對外投資之間存在長期均衡關系，而進口與對外直接投資之間則不存在長期均衡關系。項本武(2006)運用引力模型，使用2000年和2001年中國對49個東道國的年出口流量、年進口流量和年末直接投資存量，對中國總體FDI的貿易效應進行實證分析，認為中國對東道國的直接投資促進了中國對東道國的出口，但對從東道國的進口卻具有替代效應。 楊晉麗、譚建新(2007)利用1985～2005年我國出口額、外向FDI流量相關數據，通過對中國企業對外直接投資母國效應，尤其是對我國出口貿易效應進行實證分析，認為不斷發展的中國企業對外直接投資對我國經濟發展具有積極作用。唐心智(2009)運用回歸技術對 1982～2006 年間中國對外直接投資對進出口貿易規模和進出口商品結構的影響進行了實證分析，最后得出結論：中國對外直接投資能產生較顯著的貿易創造效應，同時對我國出口商品的結構也具有改善作用。

通過對國內文獻的梳理可以發現，大多數學者均認為外商直接投資與貿易之間存在一種長期均衡關系。至于投資與貿易之間具體是替代關系還是互補關系，由于研究對象的差異，學者觀點存在分歧。在實證分析的方法上，多數學者采用了協整分析和Granger因果檢驗。國際上的理論觀點和國內的實證研究為本文的研究奠定了理論基礎和方法論上的借鑒意義。此外，關于俄羅斯對華直接投資與中俄貿易關系問題鮮有學者進行研究，這也使得本文具有一定的開拓性意義。

2 俄羅斯對華直接投資與中俄貿易關系的實證分析

本文實證研究的是俄羅斯對華直接投資與中俄貿易之間的關系?？紤]到變量的滯后性以及外商直接投資的流量和存量均會對貿易產生影響，俄羅斯對華直接投資方面主要選取的是2001～2011年俄羅斯對華直接投資流量(FDIL)和對華直接投資存量(FDIC)，中俄貿易方面主要選取了2001～2011年中國對俄羅斯的出口額(EX)和進口額(IM)，數據來源為2002～2012年中國統計年鑒。由于將數據進行對數處理后，能夠消除異方差，并且不影響時間序列的性質和相互關系，對所選取的變量取自然對數，得到時間序列變量LFDIL、LFDIC、LEX和LIM。

實證分析主要采用的是協整檢驗和誤差修正模型，以及Granger因果關系檢驗。由于時間序列變量往往是不平穩的，若直接采用OLS回歸，很難判斷它們之間是真回歸還是偽回歸。所以在進行協整檢驗之前，首先對變量的平穩性進行檢驗。協整檢驗使用了對模型OLS回歸的殘差進行單位根檢驗的方法，若殘差序列存在單位根，表明變量之間存在協整關系，否則說明不存在協整關系。在協整檢驗之后進行誤差修正模型的回歸，以進一步探討變量之間的短期動態關系。最后進行的是Granger因果檢驗，深入挖掘其因果邏輯。

2.1 平穩性檢驗

運用Eviews6.0軟件對LEX、LIM、LFDIL和LFDIC分別進行單位根檢驗，得到結果如表1所示。

由表1可知，時間序列變量LEX、LIM、LFDIL和LFDIC是不同時單整，在經過一階差分后，仍不存在同時單整。但對其進行二次差分后，所有變量均變得平穩，即存在同階單整，滿足了協整檢驗的前提條件。

2.2 協整檢驗

協整檢驗的第一步是對變量進行OLS回歸，把LEX和LIM分別作為被解釋變量，把LFDIL和LFDIC均作為解釋變量，建立如下模型：

檢驗結果顯示，方程(3)和方程(4)的F值均較為顯著，方程的擬合度達90%以上，變量的t值也較為顯著，說明變量均通過檢測且模型設定合理。同時，由方程(3)和方程(4)得到回歸殘差序列 和序列 ，對殘差進行單位根檢驗，得到結果如表2所示。

表1 各變量的單位根檢驗結果

表2 殘差 和 的單位根檢驗結果

從表2的檢驗結果可以看到，在5%的臨界值水平下，方程(3)和方程(4)的殘差均是平穩的，即存在單位根。由此可以得出，方程(3)和方程(4)的變量之間均存在協整關系，俄羅斯對華直接投資與中俄貿易之間存在一種長期均衡關系。具體來說， LEX與LFDIL之間存在一種負的長期均衡關系，投資流量每增加1%，會導致出口額相應減少0.22%；LEX與LFDIC之間存在一種正的長期均衡關系，投資存量每增加1%，會引起出口增加1.01%。LIM與LFDIL之間存在一種負的長期均衡關系，投資流量每增加1%，會導致出口額相應減少減少0.33%；LIM與LFDIC之間存在一種正的長期均衡關系，投資存量每增加1%，會引起出口增加0.55%。

2.3 誤差修正模型

方程(3)和方程(4)分別刻畫了變量之間的長期均衡關系，為了考察變量之間的短期動態關系，還需要借助誤差修正模型。根據協整檢驗結果建立如下誤差修正模型：

其中，D(LEX)表示LEX的一階差分項，其他類同；和 分別表示模型(5)和模型(6)的誤差修正項。對模型分別進行回歸，得到如下結果：

由檢驗結果可知，方程(7)和方程(8)中的F值均不顯著，而且變量D(LFDIL)和D(LFDIC)的t值較小，在10%的顯著水平下，均未通過檢驗，這說明變量之間尚不存在短期動態關系。

2.4 Granger因果關系檢驗

在平穩時間序列條件下，兩個經濟變量X、Y之間的Granger因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。Granger因果關系檢驗需估計以下兩個回歸方程：

由于LEX、LIM、LFDIL和LFDIC均是二階單整序列，滿足Granger因果關系檢驗的條件，對它們進行因果檢驗，結果如表3所示。

表3 各變量之間的Granger因果關系檢驗

由檢驗結果可知，LEX與LFDIL之間不存在因果關系，LEX與LFDIC之間存在單向的因果關系，LFDIC是引起LEX變化的原因；LIM與LFDIL之間存在單向因果關系，LIM是引起LFDIL變化的原因，LIM與LFDIC之間不存在因果關系。也就是說，俄羅斯對華投資存量是引起中國對俄羅斯出口的原因，中國對俄羅斯進口是引起俄羅斯對華投資流量變化的原因。

3 結語

通過對俄羅斯對華直接投資與中俄雙邊貿易相關變量的實證檢驗，結果表明俄羅斯對華直接投資與中俄雙邊貿易之間存在一種長期均衡關系。俄羅斯對華直接投資流量與中國對俄出口和進口均存在一種負的長期均衡關系，即替代關系，俄羅斯對華直接投資流量每增加1%，會導致中國對俄出口和進口分別減少0.22%和0.33%。

俄羅斯對華直接投資存量與中國對俄出口和進口均存在一種正的長期均衡關系，即互補關系，俄羅斯對華直接投資存量每增加1%，會引起中國對俄出口和進口增長1.01%和0.55%?？梢钥吹?，俄羅斯對華直接投資存量的正效應大于投資流量的負效應，所以俄羅斯對華直接投資與中俄貿易在總體上是一種正的長期均衡關系。

誤差修正模型的檢驗結果顯示，俄羅斯對華直接投資與中俄雙邊貿易之間不存在短期的動態均衡關系。Granger因果關系檢驗結果表明，俄羅斯對華直接投資與中俄貿易之間存在單向的因果關系，俄羅斯對華投資存量是引起中國對俄羅斯出口的原因，中國對俄羅斯進口是引起俄羅斯對華投資流量變化的原因。

通過對實證結果的分析可以得出，俄羅斯對華直接投資是符合我國對外貿易經濟發展的根本利益的，它有助于提高中國對俄羅斯的出口貿易。但由于當前俄羅斯對華直接投資的規模和水平較低，這種貿易創造效應尚不夠明顯，因此中國政府應進一步深化與俄羅斯的經貿合作及其戰略升級，制定吸引俄羅斯對華直接投資的政策，進而推動中俄貿易的持續快速發展。

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