一、文献综述

有关国际直接投资和国际贸易关系的理论研究，主要集中在两者间的关系方面。投资与贸易的关系最初由蒙代尔（Mundell，1957）提出，他在标准的H-O模型基础上引入了贸易壁垒进行分析，得出了投资与贸易的完全替代关系。邓宁（Dunning，1980）提出了OLI模型，该模型认为对外直接投资倾向于对母国出口的替代和对东道国进口的替代。日本学者小岛清（KiyoshiKojima）综合提出了国际直接投资与国际贸易互补效应的小岛清模型。他认为，国际直接投资不是资本的流动，而是资本、技术、经营管理知识的综合体由投资国的特定产业向东道国的同一产业的特定转移，国际直接投资通过改变东道国的生产函数和消费水平，促进两国贸易的发展。克鲁格曼（Krugman）认为在要素禀赋不对称和存在规模报酬递增的情况下，国际投资会带动母国的出口贸易。国际直接投资和贸易两者之间的替代或补充关系也得到了实证方面的检验。国外学者如Belderbos和Sleuwaegen（1998）基于美国和日本的经验研究表明，外商直接投资是对东道国的替代。Adler和Stevens（1974）通过对研发产业的研究，证明国际直接投资和出口之间是一种相互替代关系。Lipsey和Weiss（1981）利用1970年44个国家14个产业水平的数据，研究了美国制造产业对外直接投资与美国制造业出口之间的关系，结果表明国际直接投资和出口之间存在互补关系。Goldberg和Klein（1999）对日本的实证研究也表明国际直接投资与贸易之间存在着互补关系。国内学者的实证研究大都集中在外商直接投资对我国进出口的影响：江小涓（1999）研究表明，FDI能够使东道国的进出口结构由消费型进口转变为生产型进口。史小龙和张峰（2004）运用协整分析方法与误差修正模型研究我国外商直接投资与对外贸易的关系，得出外商直接投资对我国进出口存在显著的促进作用。还有的学者应用因素分析法、绩效或贡献度法等进行了研究，结果大都表明我国外商直接投资促进了我国对外贸易的增长。而研究我国对外直接投资与对外贸易关系的文章相比就比较少了：张如庆（2005）运用1982—2002年度数据进行协整分析，得出了进出口分别是对外直接投资变化的原因，出口和对外直接投资之间存在长期均衡关系，而进口与对外直接投资之间没有长期均衡关系。项本武（2006）利用我国1999—2001年的面板数据得出我国对外直接投资与出口是互补关系，但对进口存在替代效应。张应武（2007）利用2000—2004年的面板数据，使用引力模型分析了我国对外直接投资与对外贸易的关系，结果表明：对外直接投资与出口相互促进。笔者认为张如庆的数据不能充分反映2002年以后中国对外直接投资与对外贸易的关系，因为这几年正是中国对外投资和对外贸易的迅速发展时期，不能包含这几年的数据可能对结论造成影响。此外，本文的结论与他们的也不尽相同。

二、计量方法和模型

1987年，Engle和Granger提出的协整理论及其方法，为非平稳序列建模提供了一种途径，可以有效克服存在的伪回归问题。这一方法构成了本文研究中国FDI与对外贸易关系的理论基础。E-G两步法的基础思想是，如果两个变量的值呈现非平稳性，但它们的某种线性组合呈现平稳性，则表明变量之间存在协整关系。那么，检验一组变量之间是否存在协整关系就等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。在经济学上就意味着可以通过一个变量值的变化影响另一个变量值的变化。本文利用协整关系来考察中国对外直接投资与对外贸易之间是否存在长期稳定关系，检验方法采用E-G两步法。

三、计量检验结果

1、样本说明

本文选取联合国贸易与发展委员会（UNCTAD）网站公布的中国对外直接投资额度量中国对外直接投资，选取商务部公布的《中国对外贸易形势报告》中的进出口额度量我国的对外贸易，样本区间为1979—2010年。其中，中国对外直接投资用FDI表示，进口用IM表示，出口用EX表示，LNFDI、LNIM、LNEX分别表示其自然对数。计量软件采用Eviews6.0操作。

2、ADF单位根检验结果

用计量软件进行ADF单位根检验。所有变量在10%的显著水平上均不能拒绝存在单位根的假设，而它们的一阶差分在1%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这些变量都是一阶差分平稳的，即一阶单整。于是可以进一步检验变量间的协整关系。

3、协整检验结果

根据ADF检验，由于LNFDI，LNEX，LNIM均为一阶单整，可由E-G两步法考察变量间的协整关系。直接回归后的结果显示两个DW值均较低，需要进行自相关修正，自相关修正后的结果显示DW值得到改善，表明从统计上已消除了残差自相关。回归显示，在1979—2010年期间，中国的出口和进口分别对中国FDI有显著影响，呈现正相关。模型拟合较好，R2和调整的R2比较高，F值统计显著，各系数都通过了显著性检验。为了检验是否存在协整关系，还要考查自相关修整后的方程残差是否平稳。同样进行ADF检验，结果见表四。结果发现它们均在1%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明残差序列是平稳的，中国对外出口和中国进口和中国对外直接投资之间存在显著的协整关系。残差自相关后的协整关系如下：LNFDI=-6.02+1.24LNEX+[AR(1)=0.43]LNFDI=-6.89+1.36LNIM+[AR(1)=0.40]根据得出的协整方程可知，中国对外直接投资分别与出口、进口之间具有显著正相关性。4、Granger非因果关系检验结果具有协整关系只是意味着两者之间存在长期均衡关系，并不能说明两者之间有因果关系。经济研究的一个重要目标就是确定经济变量之间的因果关系。本文利用格兰杰非因果关系检验中国对外直接投资与出口、进口之间的关系。本文选取了4个滞后期，检验结果见表五。由表五可知，检验结果较为一致，我国的出口、进口都是中国对外直接投资变化的格兰杰原因，而中国对外直接投资不是进出口变化的格兰杰原因。

四、结论分析

1、中国的出口与对外直接投资之间存在着长期均衡关系，出口是对外直接投资变化的原因。首先，这是已经被多数发达国家和发展中国家对外投资的事实证明了的：出口是对外投资的先导，当出口发展到一定阶段时，对外直接投资就成为一种必然。就投资主体的企业而言，它的国际化阶段也是从出口开始的，当产品在国际市场上有利可图时，企业才会进一步考虑对外直接投资。其次，中国对外出口的扩大，已经遇到了越来越多的贸易壁垒，再加上国内生产成本的上升，企业为了在国际市场上保有竞争力，需要积极对外直接投资以规避贸易壁垒对企业的影响。最后，中国的“走出去”战略是我国经济发展的必然要求，政府提出这一战略并提供了好的经济政策，这必（责任编辑：祁彩云）将大大推动我国对外直接投资的发展。

2、中国的进口与对外直接投资之间存在长期均衡关系，进口是对外直接投资变化的原因。随着我国经济的发展，对能源和资源的需求日益增加，越来越需要世界其他国家或地区的能源供应。国家为了获取更多的能源和资源储量，提高自己的抗风险能力，降低成本，扩大规模收益，制定了鼓励企业海外直接投资的相关政策，在这些政策的推动下，我国的能源类企业开始大规模的对外投资。本文所得出的结论表明我国的对外投资表现出了资源导向型的特征。

3、中国的对外直接投资不是进出口变化的原因，对进出口的替代或促进作用不明显。首先，这可能与我国的对外投资规模有关，我国的对外投资规模虽有大幅度上升，但是和对外贸易规模相比，我国的对外直接投资才刚刚起步，再加上对外直接投资对进出口促进作用的滞后，导致它对进出口的促进作用还没有明显的显示出来。其次，中国的对外直接投资企业规模小，产业层次低，没有核心技术，而我国的贸易比较优势是劳动力，这就很难带动我国出口的大幅度增加。最后，随着我国对外投资规模的增大，跨国企业的技术优势显现，对外投资对进出口的刺激作用在将来一定会逐渐发挥出来。