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摘要：本文利用1983～2010年年度数据，运用协整理论、Granger因果检验和基于向量自回归模型基础上的脉冲响应函数对日本对华直接投资、中日进出口贸易对中日经济的影响进行实证分析。结果表明各变量之间存在长期的均衡关系，从长期看日本对华直接投资和出口对国内经济有促进作用而，对日出口则对中国经济增长有抑制作用；进口与国内经济增长是互为因果关系；日本经济波动对中国经济波动影响较大而中国经济增长对日本经济有明显促进作用且较为稳定。
关键词：FDI；中日经济关系；中日进出口贸易；VECM模型
一、前言
随着中国改革开放的进程不断加深，中国与世界各国的联系也日益密切。作为东亚的两个经济大国，中日之间在进出口贸易、投资等方面的联系也不断加强。中日双边贸易额从1973年的20亿美元到2010年突破3000亿美元。同时中日间贸易结构正逐渐由垂直分工向水平分工发展。日本对华直接投资也从1983年的1.86亿美元上升到2010年的40.8亿美元，虽然增长过程中有几次波动但总体呈上升趋势。与此同时，在2002年后日本对华出口数量明显超过中国对日出口且在随后的几年里中国对日贸易逆差在逐渐扩大。这表明随着经济的发展中日间经济的依赖关系也发生了显著的变化，由上世纪中国经济依赖日本到现在日本在对外贸易方面更加依赖中国。在这一系列变化之下我们对中日经济关系进行实证研究就有较强的现实意义。
综上所述，国内学者对日本对华直接投资、进出口贸易与中日经济增长大多进行两两关系的研究而同时对三者影响关系进行分析研究较少。并且在日本对华直接投资的选择
由于我国对外商直接投资采用的是增量统计方法而实际对经济增长产生影响的是外商投资存量。因此我们有必要将投资增量转化为存量。本文采用杨万平等人（2009）使用的7%作为资本折旧率，初始日本对华投资存量采用1978-1982年的累计值（8000万美元），固定资产投资指数以1978年为基期计算得出用于消除日本对华直接投的影响因素。将以美元为单位的各变量用相应各年的中美年均汇率进行转换。同时用CPI（1978=1）对各变量进行平减以消除因素对各变量的影响。然后对各变量取自然对数目的是消除各时间变量可能存在的异方差情况并且使其趋势线性化。
注：检验形式（C，T，K）分别表示单位根检验方程式中含常数项、趋势项与滞后项。表示一阶差分。*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平下的临界值。
从表1的检验结果表明时间序列lnCGDP、lnJGDP、lnAFDI、lnEX、lnIM是含有单位根的非平稳时间序列而经过一阶差分后的差分序列是显著平稳的即原序列是一阶单整I（1）。
表2所以其滞后阶数为3。同时选择含有常数项与线性趋势项的协整方程，其检验结果如表3所示。
从表3中可以看出，在5%的显著性水平下各时间序列是存在长期均衡关系的。下式是以中国经济增长为被解释变量的协整方程：
第一组括号中的数字为标准差， 第二组括号中的数字为t统计量的值。t统计值表明， 回归系数都通过了显著性检验。从协整方程中可以看出，日本对华直接投资每增长一个百分点会促进国内生产总值增长0.977个百分点。日本经济每增长一个百分点会促进国内经济上升1.118个百分点。对日进口对国内经济增长的弹性为1.886，对日出口对经济增长的弹性系数为-4.197。说明对日进口对国内经济增长有促进作用而对日出口对经济增长有抑制作用。造成这种现象的原因是中国对日出口大多是自然资源、农副产品和劳动密集型产品，特别是自然资源的出口这在长期会制约中国经济的增长而日本对华出口大多以资本和技术密集型产品为主，技术的引进会促进本国在吸收先进技术的基础上进行再创新从而推动经济的增长与转型。
从上式中可以看出向量误差修正系数为-0.05，说明经济增长在短期内受到冲击后误差修正项会以5%速度向相反方向调整到长期均衡状态。此外，由于进口滞后项的系数均为正，出口滞后项的系数为负。表明进口的变化在短期内对经济增长有正影响，出口的变化在短期内对经济增长有负影响，这与协整方程式一致。
从表4中可以看出，对日进口与中国经济增长互为因果关系而对日出口与经济增长不互为因果关系。lnIM是lnJGDP的Granger原因，表明中国对日进口是日本经济增长的原因，这也说明日本对华出口对日本经济增长的作用越来越大。
从图1中可以看到，国内经济增长对出口冲击响应路径先小幅上升后开始下降在第五期到达谷底然后逐渐上升在第九期达到峰值。从中日经济的脉冲响应路径看中国对日本经济冲击的响应具有较强的波动性（波动幅度为1）且在第三至五期为负值，日本对中国经济冲击的响应路径一直为正且在长期内保持相对稳定的水平（波动幅度为0.1）。同时，国内经济对日本对华直接投资存量冲击的响应路径一直贴近横轴在第七期后显著上升说明外商直接投资对经济增长有一定的累积和时滞效应。
四、结论
本文通过对1983-2010年间中国对日进出口额、日本对华直接投资与日本经济对中国经济影响的数据分析了中日间经济关系得出以下结论：
1、各变量之间存在长期的协整关系。从长期看日本对华投资与出口对中国经济有促进用而对日出口对国内经济增长有抑制作用。因此，应该加强对日本技术密集型产品的进口以促进本国对先进技术的吸收与再创新带动国内经济转型。同时应该减少本国自然资源的对日出口。
2、对日进口与国内经济增长互为因果关系。对日出口则不是中国经济增长的Granger原因，对日进口是日本经济增长的Granger原因，这表明日本经济对中国对日进口的依赖。
3、从脉冲响应路径图看，中日经济是相互影响的但影响程度不同。日本经济的波动会对中国经济产生较大波动而中国经济的增长对日本经济有显著的促进作用且较稳定。日本对华投资对中国经济增长有促进作用，由于累积效应对经济产生显著影响的时间较长。
参考文献：
赵娜，张晓峒.外商直接投资与我国经济增长：基于VAR模型的动态效应分析[J].国际贸易问题，2008（3）：86-94.
林毅夫，李永军.出口与中国的经济增长：需求的导向分析[J].经济学季刊，（4）.
[3]张成思.金融计量学-时间序列分析视角[M].东北财经大学出版社，2008.
[4]边恕.日本对华直接投资对中日产业结构的影响途径与效果[J].现代日本经济，2008，（06）.
[5]马凌.日本对华直接资影响因素[J].国际贸易问题，2006，（06）.
[6]黄书权.中日贸易与中国经济增长关系的协整分析[J].四川经济管理学院学报，2008，（02）.
[7]关雪凌、肖平.中日贸易的比较优势与互补性分析[J].现代日本经济200
[8]王洪亮，徐霞.日本对华贸易与直接投资的关系研究（1983-201）[J].世界经济2003，（08）.
[9]冯正强，李丽萍.关于日本对华直接投资贸易效应的实证分析[J].亚太经济，2008，（01）.
[10]杜江.外商直接投资与经济增长的经验研究[J].世界经济，2002，（08）.
关键词：FDI；中日经济关系；中日进出口贸易；VECM模型
一、前言
随着中国改革开放的进程不断加深，中国与世界各国的联系也日益密切。作为东亚的两个经济大国，中日之间在进出口贸易、投资等方面的联系也不断加强。中日双边贸易额从1973年的20亿美元到2010年突破3000亿美元。同时中日间贸易结构正逐渐由垂直分工向水平分工发展。日本对华直接投资也从1983年的1.86亿美元上升到2010年的40.8亿美元，虽然增长过程中有几次波动但总体呈上升趋势。与此同时，在2002年后日本对华出口数量明显超过中国对日出口且在随后的几年里中国对日贸易逆差在逐渐扩大。这表明随着经济的发展中日间经济的依赖关系也发生了显著的变化，由上世纪中国经济依赖日本到现在日本在对外贸易方面更加依赖中国。在这一系列变化之下我们对中日经济关系进行实证研究就有较强的现实意义。
二、文献回顾
就FDI、进出口贸易来分析中日经济关系的文献主要分为以下三类：一类是FDI对中日经济关系影响的研究。Ghatak和Haligiogluf（2007）通过单方程和联立方程回归检验表明FDI与经济增长之间是显著正相关的。黄晋（2012）认为改革开放以来，中国逐渐成为日本对外投资的重点，日本对华投资对两国经济产生了积极的影响同时也存在一些问题，中国只有不断完善投资环境才能真正利用国内国外两种资源增强国际竞争力。边恕（2008）对日本对华直接投资对中日产业结构影响的研究结果表明中日两国的产业结构正从早期单纯的垂直分工向注重资本、技术集约型产业的水平分工转变。马凌（2006）对日本对华直接投资的决定性因素分析表明日本对华投资是以扩张本国边际产业为直接目的。第二类是进出口贸易对经济增长影响的研究。国外学者Lee（1995）根据贸易与新增长理论研究显示一国将含有高技术产品进口到国内可促进本国经济的增长。黄书权等（2008）运用协整理论对中日贸易与中国经济增长的关系进行了实证分析结果表明中国经济的发展大大促进中日两国贸易的开展，而中日贸易对中国经济增长影响不显著。关雪凌、肖平（2008）通过运用贸易结合指数、显性比较优势指数和贸易互补性指数对中日双边贸易现状、比较优势、贸易互补性进行研究，认为中日在比较优势上存在较明显差异，中日两国之间贸易无论是出口还是进口均具有互补性。第三类是日本对华直接投资对中日双边贸易产生的影响。王洪亮等（2003）运用格兰杰因果检验对中日之间贸易和投资关系进行分析结果表明日本对华投资和中日贸易之间存在长期互补关系。冯正强等（2008）分析日本对华直接投资对于中日双边贸易产生的效应，结果表明日本对华直接投资与中国进出口存在协整关系且日本对华直接投资与出口存在双向因果关系而与进口仅存在单项因果关系。李圣华、朴银哲利用1986-2010年数据分析日本对华直接投资对中国贸易产生的影响表明日本对华投资发生了结构性的变化。中国进入了“世界市场”的时代。综上所述，国内学者对日本对华直接投资、进出口贸易与中日经济增长大多进行两两关系的研究而同时对三者影响关系进行分析研究较少。并且在日本对华直接投资的选择
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上大多采用流量分析。鉴于此，本文运用Granger因果检验、协整、向量误差修正和基于VAR模型的脉冲响应函数对1983-2010年日本对华直接投资存量、中日进出口贸易和日本经济增长三变量对中国经济增长影响进行实证分析。二、数据与变量
本文共选取1983-2010年间共28个年度样本数据，数据来源于《中国统计年鉴》、《世界统计年鉴》、《中国金融年鉴》和外汇管理局。同时选取中国国内生产总值（CGDP）、日本对华直接投资（AFDI）、中国对日出口（EX）、中国对日进口（IM）、日本国内生产总值（JGDP）作为分析变量。由于我国对外商直接投资采用的是增量统计方法而实际对经济增长产生影响的是外商投资存量。因此我们有必要将投资增量转化为存量。本文采用杨万平等人（2009）使用的7%作为资本折旧率，初始日本对华投资存量采用1978-1982年的累计值（8000万美元），固定资产投资指数以1978年为基期计算得出用于消除日本对华直接投的影响因素。将以美元为单位的各变量用相应各年的中美年均汇率进行转换。同时用CPI（1978=1）对各变量进行平减以消除因素对各变量的影响。然后对各变量取自然对数目的是消除各时间变量可能存在的异方差情况并且使其趋势线性化。
三、实证分析
(一)变量平稳性检验
在对时间序列进行计量分析时首先要考察时间序列的平稳性，我们对原序列及其差分序列进行单位根检验。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验法。检验结果如下表：注：检验形式（C，T，K）分别表示单位根检验方程式中含常数项、趋势项与滞后项。表示一阶差分。*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平下的临界值。
从表1的检验结果表明时间序列lnCGDP、lnJGDP、lnAFDI、lnEX、lnIM是含有单位根的非平稳时间序列而经过一阶差分后的差分序列是显著平稳的即原序列是一阶单整I（1）。
(二)协整检验
由于各时间序列是非平稳的，用传统的普通最小二乘法（OLS）对序列进行回归可能产生错误的结论即出现“伪回归”。如果对上述序列的差分项进行回归又不能准确的反映各变量之间的关系。为了避免这种情况我们采用Johansen（1988）、Johansen和Juselins（1990）提出的迹统计量检验法即协整检验。Johansen协整检验对其滞后阶数特别敏感如果滞后阶数过大不能完整反映模型的动态特征，如果过小有可能导致虚检测结果。为此，我们采用VAR模型滞后阶数综合准则评比表（表2）来判断其最佳滞后阶数。注：*表示由检验标准所推荐的最佳滞后阶数。表2所以其滞后阶数为3。同时选择含有常数项与线性趋势项的协整方程，其检验结果如表3所示。
从表3中可以看出，在5%的显著性水平下各时间序列是存在长期均衡关系的。下式是以中国经济增长为被解释变量的协整方程：
第一组括号中的数字为标准差， 第二组括号中的数字为t统计量的值。t统计值表明， 回归系数都通过了显著性检验。从协整方程中可以看出，日本对华直接投资每增长一个百分点会促进国内生产总值增长0.977个百分点。日本经济每增长一个百分点会促进国内经济上升1.118个百分点。对日进口对国内经济增长的弹性为1.886，对日出口对经济增长的弹性系数为-4.197。说明对日进口对国内经济增长有促进作用而对日出口对经济增长有抑制作用。造成这种现象的原因是中国对日出口大多是自然资源、农副产品和劳动密集型产品，特别是自然资源的出口这在长期会制约中国经济的增长而日本对华出口大多以资本和技术密集型产品为主，技术的引进会促进本国在吸收先进技术的基础上进行再创新从而推动经济的增长与转型。
(三)向量误差修正
协整检验结果表明各变量间存在长期的均衡关系。但如果在短期内出现偏离均衡状态的现象即就需要各变量的动态变化对出现偏离均衡状态的情况做出反应并进行动态修正。这一修正过程就是向量误差修正（VEC）。这里重点考察其他变量对中国经济增长的影响。以△lnCGDP为被解释变量的向量误差修正模型：从上式中可以看出向量误差修正系数为-0.05，说明经济增长在短期内受到冲击后误差修正项会以5%速度向相反方向调整到长期均衡状态。此外，由于进口滞后项的系数均为正，出口滞后项的系数为负。表明进口的变化在短期内对经济增长有正影响，出口的变化在短期内对经济增长有负影响，这与协整方程式一致。
(四)Granger因果检验
协整检验证实各变量间存在长期的均衡关系但个变量间是否存在相互因果关系并无从得知。因此我们利用Granger因果检验法来验证各变量是否存在因果关系，检验结果见表4。从表4中可以看出，对日进口与中国经济增长互为因果关系而对日出口与经济增长不互为因果关系。lnIM是lnJGDP的Granger原因，表明中国对日进口是日本经济增长的原因，这也说明日本对华出口对日本经济增长的作用越来越大。
(五)脉冲响应函数
脉冲响应函数描述了VAR模型中一个随机干扰项的一个标准冲击对其他内生变量当前与未来值的影响轨迹。图1是基于VAR（3）模拟的广义脉冲响应函数曲线，横轴表示追溯期数，纵轴表示因变量对各变量的响应大小。图中实线代表1单位脉冲冲击的脉冲响应函数的时间路径，两条虚线表示响应数值为两个标准差的置信区间。从图1中可以看到，国内经济增长对出口冲击响应路径先小幅上升后开始下降在第五期到达谷底然后逐渐上升在第九期达到峰值。从中日经济的脉冲响应路径看中国对日本经济冲击的响应具有较强的波动性（波动幅度为1）且在第三至五期为负值，日本对中国经济冲击的响应路径一直为正且在长期内保持相对稳定的水平（波动幅度为0.1）。同时，国内经济对日本对华直接投资存量冲击的响应路径一直贴近横轴在第七期后显著上升说明外商直接投资对经济增长有一定的累积和时滞效应。
四、结论
本文通过对1983-2010年间中国对日进出口额、日本对华直接投资与日本经济对中国经济影响的数据分析了中日间经济关系得出以下结论：
1、各变量之间存在长期的协整关系。从长期看日本对华投资与出口对中国经济有促进用而对日出口对国内经济增长有抑制作用。因此，应该加强对日本技术密集型产品的进口以促进本国对先进技术的吸收与再创新带动国内经济转型。同时应该减少本国自然资源的对日出口。
2、对日进口与国内经济增长互为因果关系。对日出口则不是中国经济增长的Granger原因，对日进口是日本经济增长的Granger原因，这表明日本经济对中国对日进口的依赖。
3、从脉冲响应路径图看，中日经济是相互影响的但影响程度不同。日本经济的波动会对中国经济产生较大波动而中国经济的增长对日本经济有显著的促进作用且较稳定。日本对华投资对中国经济增长有促进作用，由于累积效应对经济产生显著影响的时间较长。
参考文献：
赵娜，张晓峒.外商直接投资与我国经济增长：基于VAR模型的动态效应分析[J].国际贸易问题，2008（3）：86-94.
林毅夫，李永军.出口与中国的经济增长：需求的导向分析[J].经济学季刊，（4）.
[3]张成思.金融计量学-时间序列分析视角[M].东北财经大学出版社，2008.
[4]边恕.日本对华直接投资对中日产业结构的影响途径与效果[J].现代日本经济，2008，（06）.
[5]马凌.日本对华直接资影响因素[J].国际贸易问题，2006，（06）.
[6]黄书权.中日贸易与中国经济增长关系的协整分析[J].四川经济管理学院学报，2008，（02）.
[7]关雪凌、肖平.中日贸易的比较优势与互补性分析[J].现代日本经济200
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8，（05）.[8]王洪亮，徐霞.日本对华贸易与直接投资的关系研究（1983-201）[J].世界经济2003，（08）.
[9]冯正强，李丽萍.关于日本对华直接投资贸易效应的实证分析[J].亚太经济，2008，（01）.
[10]杜江.外商直接投资与经济增长的经验研究[J].世界经济，2002，（08）.