俄资与中俄进出口关系的实证分析研究

李晓慧，高 茜

(安徽大学经济学院，安徽合肥230601)

俄资与中俄进出口关系的实证分析研究

李晓慧，高 茜

(安徽大学经济学院，安徽合肥230601)

俄罗斯是我国非常重要的全面战略协作伙伴之一，两国经贸发展不断深入且双向投资关系日益深化。但与两国进出口贸易相比，俄罗斯对中国的直接投资是滞后的。为发展中俄长久以来的密切合作关系以及促进两国进出口贸易的升级，对俄资对华投资额与中国对俄进出口贸易额的关系进行分析研究是很有必要的。以1997年～2015年的经济变量数据为样本，利用协整检验、格兰杰因果检验等实证方法对俄对华投资额与中俄进出口贸易额的关系进行实证分析。结论显示：它们之间有着正向的协整关系，且俄对华投资能带动中国对俄罗斯的出口；中国对俄罗斯的进口能促进俄对华的投资。最后，根据实证分析研究的结果提出相应建议。

进出口；对外直接投资；单位根检验；协整检验

一、俄对华投资的现状

(一)俄罗斯对华投资的特征

1.从投资规模及投资方式上看，其投资方式逐渐转为合资

1992年以来，俄对华的直接投资额逐渐增加，1993年俄对华投资额增加至4 194万美圆。但之后又有所下降。1996年，两国宣布建立“面向21世纪的战略协作伙伴关系”后，俄对华投资额下降速度有所减缓。初期，俄对华投资规模小且投资企业资本量低[1]。俄罗斯对华投资的方式可分为独资、合资、合作等三种投资方式[2]。初期，俄罗斯企业对我国的投资项目多是单个小规模项目，多半采用独资投资方式。当时的投资并不太成熟，一些中小型企业为了保护自己的技术和产权会选择独资投资方式。后来，随着俄对我国投资规模的扩大以及对我国投资环境的深入了解，俄罗斯企业更倾向于合资的投资方式，这样可以使企业之间互相取长补短。

2.从投资产业看主要集中于制造业

俄罗斯对华直接投资主要集中于第二产业中的制造业[2]。从俄罗斯对华投资结构看，其投资多是以中低端技术产业为主，此阶段并没有为我国带来先进技术。所以，此阶段的投资在技术密集型行业的投资比重较低，难以促进我国国内企业技术的进步和生产效率的提高。俄对华投资初期，俄罗斯中小型企业主要是利用我国劳动力成本低廉的优势进行劳动密集型产业的投资。但2001年11月我国加入WTO后，我国对外封闭的领域和地域逐渐减小，使得俄对华投资额进一步提高。俄罗斯企业起初想利用我国劳动力价格低廉的优势来加工其产品，但由于我国的对外开放和俄罗斯的技术进步使得俄罗斯大中型企业开始投资于我国的技术密集型企业。所以，尽管此时俄对华投资还是以第二产业为主，但比重有下降的趋势。相反，在科技研究、信息咨询服务等方面的投资比重却在不断上升。这说明俄资逐渐转向我国的服务业。近几年来，在科学研究、技术实力和中俄科技合作等方面，俄资的进入呈现日趋加快的特点。

3.从投资地域看，俄罗斯对华投资范围逐渐扩大

两国投资合作初期，俄罗斯对华投资额不断增加，但是这种盛况并没有维持多久。俄对华直接投资地域主要分布在两国资源能够互补且地理位置显著的东北地区和北部沿海地区[2]。在两国进一步确认全面战略合作伙伴关系和两国经贸发展不断深化的基础上，中俄两国投资合作关系进一步提升，使得俄罗斯对华直接投资的地域逐渐扩大。俄对华投资地域逐渐扩大至我国东部沿海地区和南部沿海地区[3]。东部沿海地区在科技、文化、经济等方面都占据一定的优势，故俄罗斯企业在东部沿海地区的投资比重较大。

(二)俄罗斯对华投资现状分析

俄罗斯对我国的直接投资始于1992年，1993年投资额达4 194万美圆。自1996年两国建立全面战略协作合作伙伴关系后，两国的经贸合作步伐继续加快，但对两国的投资合作一直没有产生太大的影响，俄对我国直接投资额还处于缓慢发展的状态。我国1997年～2015年直接利用俄资额及实际使用外资额如表1所示。

表1 1997年～2015年俄资对华直接投资状况表(单位：亿美圆)

(续表)

年份实际利用俄资金额实际使用外商投资额俄资占全部外资比例20080．60923．950．0649%20090．32900．330．0355%20100．351057．350．0331%20110．311160．110．0267%20120．231117．160．0206%20130．221175．860．0187%20140．411195．620．0343%20150．131262．670．0103%

数据来源： 1998年～2016年《中国统计年鉴》.

由表1可以看出俄罗斯1997年～2015年对我国的直接投资状况以及俄资在我国利用外资数额中的份额，从中不难发现俄罗斯对华直接投资额在我国实际利用外商投资额中的比例极低，这说明俄对华投资规模较小，需要重视吸引俄对华的投资。1997年～2015年俄对华投资额变化如图1所示。

数据来源： 1998年～2016年《中国统计年鉴》.图1 1997年～2015年俄对华投资额(单位：亿美圆)

由图1可以看出中俄建立全面战略合作伙伴关系后俄罗斯近20年来对我国的直接投资额的变化趋势，也能看出中国加入WTO后俄对华投资额迅速增长，其中，2014年俄罗斯对华直接投资额为4 088万美圆，同比增长了45.99%。但2015年俄对华投资额减少为1 312万美圆。

表1和图1都显示出两个时间段俄对华投资额有所下降，尤其在2008年之后明显下降。1998年爆发的亚洲金融危机给各亚洲国家带来了经济危机，中俄不论在投资合作方面还是贸易合作方面都受到影响。2000年，俄对华投资额约为0.16亿美圆，同比降低了20%。2008年的美国次贷危机以及全球金融危机造成俄对华投资额急速下降，直到2014年才有所上升。起初，俄对华投资是看重我国的劳动力成本低廉的优势，但在2008年后，随着我国吸引外资力度的加大、外商投资企业的增多使得我国的劳动力成本提升，直接导致了俄对华投资额的减少。目前，俄罗斯是我国一个非常重要的邻国，两国的政治互信在不断地加深，两国经贸合作在不断地加强，两国人员往来也越来越多。两国全面战略协作伙伴关系的确立为两国未来更好的发展奠定了坚实的基础[3]。

二、中俄贸易的现状

(一)中俄贸易发展迅速且贸易总额不断增加

俄罗斯是我国的一个非常重要的邻国和全面战略协作伙伴，两国的政治互信在不断地加深，两国经贸合作在不断地加强[4]。中俄两国贸易额从1997年的61.24亿美圆增加至2015年的680.16亿美圆，增长了约10倍。1997年～2015年两国变化概况如图2所示。

数据来源：中国统计官网和1997年～2015年《中国统计年鉴》.图2 1997年～2015年中俄两国贸易状况

由图2显示的变化趋势可以看出：2008年～2009年贸易额有所下降，从569.09亿美圆下降为387.52亿美圆，其他年份的数额仍保持增长趋势。其原因在于2008年全球性金融危机的发生影响了2009年两国贸易，使得2009年中国对俄的进出口额略微下降。但在2009年危机过后，两国贸易有所增加，尤为高兴的是在俄罗斯入世后，2014年两国的进出口贸易额分别增长为415.94亿美圆和536.77亿美圆，可以看出在金融危机发生后两国的贸易额增长尤为显著。

(二)中国对俄罗斯贸易从逆差趋于平衡

从图2可以看出，中俄贸易发展从1992年至今都是良好的，且多种数据显示中国一直维持着自己是俄罗斯重要贸易合作伙伴的地位，俄罗斯也是我国重要的贸易合作伙伴和吸引外资国[5]。但在1992年后，两国贸易却是不平衡的，直至2007年才有所改变。两国贸易主要以产业间贸易为主，中国对俄罗斯的出口以初级产品和低附加值产品等为主，而俄罗斯对中国的出口多是以资源产品为主，造成两国贸易结构失衡、中国对俄罗斯的贸易出现逆差。中国对俄罗斯的出口额小于进口额将导致外汇的流出，进而影响人民币汇率的变动，可能影响我国的国际贸易发展。随着两国经济的不断发展和贸易合作关系日益加深以及投资规模的扩大，两国的贸易差额现象有所改善，其增加了两国相互贸易额度及依赖度，进而影响两国贸易的紧密度。2012年俄罗斯入世后，中俄两国贸易趋于贸易平衡状态，2015年中俄贸易差额仅为14.98亿美圆。据目前两国总体的贸易发展现状看，中俄两国未来的发展前景仍是可观的。俄罗斯作为能源大国，我国非常重视与俄罗斯在这方面的合作，并在能源合作方面与其建立了长期战略合作关系[6]。

三、俄对华投资与中俄进出口关系的实证分析

(一)实证方法说明与相关数据的来源

本研究从定量角度分析俄罗斯对中国的投资与中俄进出口贸易额的关系。笔者选用了Eviews7.2分析工具并运用时间序列计量经济模型对其进行实证分析[7]，采用ADF单位根检验各时间序列的平稳性、用协整检验来验证相关时间序列是否具有长期均衡的关系、用误差修正模型检验变量的短期关系等。

由于研究的对象是俄对华投资与中俄进出口贸易的关系并且短期间的数据无法有效地显示出这种关系。如果选取短期间内的数据对其进行分析可能会影响这种关系的研究结果。故笔者选用的原始数据为1997年～2015年的年度数据，且数据来源于历年《中国统计年鉴》和商务部统计数据。选取的变量为俄对华实际投资额(FDI)，我国对俄进口贸易额(IM)，我国对俄出口贸易额(EX)，以及我国的国内生产总值(GDP)。

(二)平稳性检验

由于采用时间序列模型进行分析时可能存在异方差，故笔者在不改变协整关系的基础上选用对数变换方法对各个变量数据进行转换以消除异方差的存在。

对EX、FDI、IM和GDP等进行自然对数变换将其变为lnEX、lnFDI、InIM和lnGDP，其各变量之间的相关系数如表2 所示。

表2 各变量之间的相关系数

由表2可以看出，lnEX、lnFDI、InIM和lnGDP各变量之间都存在不同程度的相关性且相关性显著，所以以它们为解释变量和被解释变量是符合要求的，并且可以选用线性模型来诠释它们的关系[8]。1997年～2015年lnEX、InIM、lnGDP和lnFDI发展动向图如图3所示。

图3 1997年～2015年lnEX、lnIM、lnGDP和lnFDI发展动向图

由图3可以看出：lnEX、lnFDI、InIM和lnGDP的发展变化趋势，变化方向大致呈现出上升的相似趋势，故可以简单判断该时间序列是非平稳的。

为了防止虚假回归现象的出现，一般情况下对宏观数据时间序列进行平稳性检验都是采用ADF检验[7]。用ADF单位根检验方法对各时间序列进行检验，具体结果如表3所示。

表3 时间序列的单位根检验表

从表3检验的结果可知：lnEX、InIM、lnGDP和lnFDI的原始数据的统计值都未能小于1%的临界值，故没有通过单位根的检验，可以得出这4组时间序列原始数据是不平稳的结论。但对这4组数据进行一阶差分后进行单位根检验结果显示：DlnEX、DlnIM、DlnFDI的统计值均小于5%显著水平下的临界值，故可得出这4组序列的一阶差分序列平稳的结论。这说明lnEX、lnIM、lnFDI是一阶单整序列，满足协整分析的前提条件[9]。

(三)协整检验

由协整检验定义可知，各数据变量的时间序列即使是同阶单整序列，但它们的线性组合序列未必存在平稳的协整关系，所以就需要对它们进行协整分析。笔者采用常用的EG两步法来对其进行检验[6]，分别建立lnEX与lnFDI和lnIM与lnFDI的回归模型，运用OLS回归方法对该模型进行多元回归，可得下述的模型。

1.俄资与中对俄出口额的协整检验

通过Eviews7.2分析工具得到俄资与中对俄出口额关系的多元回归方程为

lnEX=0.426 6lnFDI+1.601 3lnGDP-

14.507 9+εt。

(1)

2.俄资与中对俄进口额的协整检验

通过Eviews7.2软件可得俄资与中对俄进口额的回归方程为

lnIM=0.313 0lnFDI+1.073 0lnGDP-

7.973 3+πt。

(2)

3.残差序列的单位根检验

对于残差的检验依然可以选用ADF检验方法，首先在工具中生成Genr:e=resid，然后对残差序列进行ADF检验。其残差εt，πt的平稳性检验结果如表4所示。

表4 残差εt、πt平稳性检验结果

表4显示：残差εt、πt的ADF统计值均小于5%水平下的临界值，说明这两个残差序列是平稳的且不存在单位根，即俄对华投资额与中俄进出口贸易额之间存在长期均衡的协整关系。

(四)误差修正模型的建立

尽管上述协整检验结果说明俄资与中俄进出口贸易额存在长期的均衡关系，但是短期内是否会保持这种稳定的关系却未可知。对于任何一组同阶差分序列在短期内都可以通过误差修正调节使偏离长期均衡状态的拉回到平衡关系[10]。

下面用OLS方法估计其参数，笔者选用了误差修正模型中的检验方法对其进行检验，最终得到误差修正模型结果如下

DlnEX=0.267 0DlnFDI+5.782 1DlnGDP-

0.696 5βt-1-0.520 1，

(3)

DlnIM=0.133 0DlnFDI+2.337 3DlnGDP-

0.460 1πt-1-0.156 3。

(4)

(五)格兰杰因果检验

上述协整检验结果说明俄资与中国对俄进出口贸易额具有长期均衡关系，然而却不知它们是否具有因果关系，这就需要对其进行检验。检验变量间是否具有因果关系的一个重要方法是Granger检验。其格兰杰因果关系检验的结果如表5所示。

表5 Granger因果检验结果

表5是对变量进行滞后三期的检验结果。首先，从长期来看，lnFDI与lnEX之间存在单向的因果关系，但不论是短期还是长期lnEX与lnFDI都不存在因果关系；其次，不论是短期还是长期lnIM与lnFDI都不存在因果关系，但从长期看，lnIM是lnFDI的格兰杰原因。即结论是：俄罗斯对华投资能引起中国对俄的出口但中国对俄的出口不能促进俄对华的投资。俄对华投资虽不能引起中国对俄的进口，相反，长期来说，中国对俄的进口能促进俄对华投资[3]。

五、实证结果分析与政策建议

(一)实证结论分析

笔者运用计量经济时间序列对俄资与中俄进出口的关系进行实证分析，其结果表明：俄资与我国对俄进出口贸易额之间具有长期稳定的均衡关系。由于笔者在这里并没有考虑可能存在的其他影响因素，所以该分析模型可能存在一定的误差，但是实证结果并没有显示出较大的误差。因此，根据实证结果得出下述结论。

① 从回归结果看，各组模型的残差均通过单位根的检验，这说明俄对华直接投资与中俄进出口贸易之间存在着长期均衡关系，并且回归方程显示俄资与中俄进出口贸易额均具有正向的促进作用。两组回归方程中出口贸易额的系数为0.426 6，进口贸易额系数为0.313 0，说明俄资每变动一个百分比就会分别增加约0.43%的出口及约0.31%的进口，即俄罗斯对华直接投资推动了中国对俄罗斯的出口和进口。这符合小岛清的投资与贸易互补理论，即FDI可以在母国和东道国之间创造新贸易机会，使贸易在更大的规模上进行[9]。同时，根据回归结果也能发现：中国的经济增长GDP与FDI一样能够促进我国对俄罗斯的进出口，因为经济增长代表着一个国家的发展状况，如果我国经济得到快速发展必定会带动我国的进出口贸易。

② 对回归方程进行误差修正调整后得到方程(3)和方程(4)。从俄资与我国对俄出口额关系的误差修正模型看，俄资每增加1%，中对俄出口约增加0.27%，这个增长率明显小于在长期均衡状态下的水平。从俄资与中俄进口关系的误差修正模型看，俄资每增加1%，中对俄进口额约增加13%，小于长期均衡水平下的增长率。实际上，误差修正模型可以把短期内不均衡的状态反向调整成长期均衡状态下的均衡水平。俄资与中对俄出口贸易额的关系由短期偏向长期均衡调整纠正速度为69.65%。同样的进口与我国经济增长关系会以40.01%的比率将非均衡状态拉回到均衡水平[11]。由此可以看出，此调整速度很快能及时对其做出反应，更验证了俄对华的投资与中国对俄进出口关系的长期均衡关系。

③ 从格兰杰因果关系检验结果来看，在显著水平上，俄对华投资额与中对俄出口贸易额之间存在单向的格兰杰因果关系，且中国对俄罗斯的进口可以带动俄罗斯对华的投资，两者也存在单向的因果关系[9]。这种现象的存在可能是源于中俄投资规模小和贸易结构单一以及投资产业过于狭隘。俄罗斯对华的直接投资为了满足俄罗斯国内市场的需要，在华投资后的产品再返销俄罗斯就促进了我国对俄罗斯的出口。

(二)政策建议

笔者选取时间序列模型对俄资与中俄进出口贸易额关系进行了实证分析研究。结果表明：俄资与中国对俄的进出口均有正向的、长期稳定的互补作用，且俄对华的直接投资能促进我国对俄的出口，我国对俄罗斯的进口能带动俄罗斯对华的投资。但从前面的理论分析中可以看出：中俄投资规模较小且投资产业和投资领域较小。这对于两国的贸易发展会有一定的限制。笔者现根据前述的理论分析与实证研究的结果提出以下建议，以稳定两国贸易的平衡发展和促进两国的投资贸易合作。

1.优化两国投资产业分布和投资领域的合作

从俄对华投资的产业分布来看，其投资主要还是在第二产业，对第三产业的投资比重较小。这是因为，起初俄罗斯看重的是中国是个人口大国，劳动力价格低廉，俄罗斯可以利用此优势对他们的竞争劣势进行弥补。但随着我国市场的开放以及我国国际地位的提升和经济的迅速发展，导致我国的劳动力价格提高，会让一些俄罗斯外资企业降低对我国的直接投资[12]。所以，为了避免俄资的减少，中国应该让俄罗斯外资企业看到我国第三产业的发展优势，引导他们对服务业、金融业等进行投资，这也会改善俄罗斯企业对中国的投资结构。目前，俄罗斯市场上消费者对于第三产业产品的需求还是强烈的，所以，我国应该鼓励第三产业产品对俄罗斯的出口，加强与俄罗斯在第三产业领域的合作发展。同时，俄罗斯外资企业应转移投资领域，从劳动密集型行业转向技术密集型行业。中国应积极引进俄罗斯的高端技术和优质人才，提升本国的高科技产品的生产能力和科技创新能力。中国要加强科研环境的建设，给俄罗斯企业投资领域的转移提供一个良好的投资平台，进而使两国投资贸易一体化水平得到提升。

2.高度重视能源项目合作发挥互补性作用

中俄两国地理位置比较接近，俄罗斯是一个能源大国，石油、天然气等储量位居世界前列，而我国是一个能源较为缺乏的国家，却是一个加工强国，我国应该高度重视与俄罗斯的能源合作使两国得以互补。中国作为石油消耗大国，俄罗斯向中国供应石油、天然气等以起到互补作用。中俄两国还应该高度重视能源开发技术的研究。目前，我国与俄罗斯建立了全面战略协作关系，两国能源领域战略性大项目合作的发展前景尤为可观。随着中国和俄罗斯双边贸易的不断扩大以及中俄投资合作关系的发展，其互补的合作关系会日益深入，前景可观。

3.积极建设中俄自由贸易区以促进中俄投资

由上述的实证结论可知：俄对华投资与中俄进出口贸易额存在互补关系。在中俄贸易投资一体化的基础上，要力争使俄对华投资水平追上中俄贸易发展步伐，在此过程中，中俄自由贸易区的建立必定起到推动作用。自贸区的建立会采取降税、减少非关税壁垒等措施，这将扩大投资领域和贸易领域，从而使两国投资贸易更加方便。同时，也可以借此机会制定相关行业产业的发展战略部署，并对有关企业进行调整。我国企业应该加速产品升级和企业的转型、调整产业结构，利用国外的先进技术不断开拓两国之间的合作范围和领域，从而促进自身的发展、提高自身的竞争力以吸引外资[13]。2015年，我国对俄罗斯的投资为29.61亿美圆，而俄对华的投资为0.13亿美圆。由此可以看出两国的相互投资额的差距。为了保持两国的重要合作伙伴关系，我国应重视引进俄罗斯的投资，这有利于维护两国的贸易伙伴关系。因此，建议两国应该积极推进自由贸易区的建设，以促进两国更深入的投资合作，达到双赢的目的。

六、结 语

本研究的理论和实证分析结果显示：俄罗斯对华直接投资能促进中国对俄罗斯的进出口贸易，具体表现为现阶段两国贸易规模的不断扩大。我国应积极鼓励吸收俄罗斯对华的直接投资，进而促进两国贸易的长期稳定发展。从对协整检验中的误差模型的研究结果可以看出：中国对俄罗斯的进出口额存在的差异与中俄贸易领域较窄且投资规模较小相关：一方面，中国作为俄罗斯重要的贸易合作伙伴，彼此的贸易互补性依赖程度大；另一方面，又存在贸易结构单一及贸易中存在矛盾等问题[14]。最后，针对这些问题的解决提出了一些建议。如改变我国的投资环境以吸引俄资、我国支持国内企业“走出去”、积极对俄投资促进出口、推动中俄自由贸易区建立以促进中俄投资贸易的发展等。

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(责任编辑 杨耕文)

An Empirical Analysis of Relations Between Russian Capital Investment in China and Import and Export of the Two Countries

LI Xiaohui, GAO Qian

(School of Economics, Anhui University, Hefei 230601, China)

The economic and trade development between China and Russia, China′s very important overall strategic partner, has expanded steadily in recent years and the bilateral investments have increased constantly. However, compared with the import and export trade scale between the two countries, Russia′s direct investment in China is slow and lags behind. In order to maintain Sino-Russian everlasting and close relationship and uncourageously upgrade the mutual import and export trade, the article makes an in-depth analysis of the relationship between Russian investment in China and China′s import and export trade volume in Russia. Using 1997-2015 economic variable data as the sample to conduct a co-integrating test, and applying Granger causality test and other measuring methods, the article analyzes the relationship between Russia′s investment in China and the volume of Sino-Russian import and export trade, and has reached the conclusion that there is a positive co-integrating relationship between them, and further more, the Russia′s investment in China can revive China′s exports to Russia and China′s imports from Russia can promote Russia′s investment in China. Finally, some suggestions are given according to the empirical results of the theoretical analysis.

import and export; foreign direct investment; unit root test; co-integration test

2017-03-20

李晓慧(1993-)女，安徽亳州人，在读硕士，主要从事国际贸易研究. 高 茜(1964-)女，江苏南京人，教授，硕士生导师，主要从事国际商务研究.

10.3969/j.issn.1674-5035.2017.03.005

F224.0

A

1674-5035(2017)03-0019-07