日本对华农业直接投资与中日农产品贸易的关系研究_乔雯
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DO I :10.13516/j .cnki .wes .2008.02.009
区域与国别经济
日本对华农业直接投资与中日 农产品贸易的关系研究 ＊
乔 雯 杨 平 易法海
内容提要 日本是中国重要的农产品出口市场和农业外资来源国之一 , 研究中日之间农产品贸易与 直接投资的内在联系 , 有助于深化对双边农业经贸关系的认识 。本文利用格兰杰因果关系检验法对中日 农产品贸易与直接投资的关系进行了研究 。结果表明 , 对日农产品出口 、从日农产品进口和贸易总量与 日本对华农业直接投资之间均存在长期稳定的互补关系 ;FDI和对日农产品出口之间不存在长期和短期 的格兰杰因果关系 ,但 FDI对农产品进口具有单向的长期因果关系 。
综上所述 , 国内外学者主要从总体贸易和制成品贸 易两个层面对中日贸易与 FDI之间的关系进行了研究 , 从东道国的角度对 FDI与中日农产品贸易关系的研究 较为少见 。 日本对华农业直接投资与中日农产品贸易 之间是互补还是替代关系 ? 它们之间是否存在长期或 短期的因果联系 ? 本文将利用格兰杰因果关系检验法 对二者之间的关系进行探讨 。
(1)
n
n
ΔXt=α2 +β2 EC1t-1
+∑ i=1
γ2iΔXt-i
+∑ i=1
λ2iΔYt-i
+μt
(2)
其中 Y代 表农 产品 贸易 变量 , X代表 累积 农业
FDI, ■表示一阶差分 , EC为回归残差项 , t表示期数 。
若 β1 显著 , 则表示 FDI在长期对贸易变量具有格兰杰 因果关系 ;若 β2 显著 , 则表示贸易变量在长期对 FDI具
之间是否存在长期的稳定关系 , 从而排除伪回归的可能
性 。 (3)如果变量之间是协整的 , 则建立向量误差修正
(VEC)模型并采用格兰杰因果检验法 , 来分析变量之间
的长期与短期因果关系 。 因果关系检验的模型为 :
n
n
ΔYt =α1 +β1 ECt-1 +i∑=1 γ1iΔYt-i +i∑=1λ1iΔXt-i+vt
二 、分析数据与研究方法
1.数据说明 中日之间的进出口自 1980 年起有正式的统计数 据 , 而日本公布的分行业海外直接投资的数据区间为 1989 ～ 2004年 , 因此 ,分析农业直接投资与农产品贸易 之间的关系只能采用 1989 ～ 2004年的数据 。本文使用 的数据来源为日本财务省统计数据库与联合国贸易数 据库 。由于 HS协调编码统计始于 1992年 ,因此无法获 得 1989 ～ 1991年中日农产品贸易的相关数据 。 考虑到 数据的一致性与可获得性 , 我们使用 SITC.Rev2 的农产
三 、日本对华农业直接投资 与中日农产品贸易的变化
1.日本对华农业直接投资的变化 如表 1所示 , 日本对华农业直接投资具有较大的波 动性 。根据其变动趋势可将日本对华农业投资分为四 个阶段 :(1)起步阶段 (1989 ～ 1991年 )。该阶段日本对 华农业投资的项目数较少 , 年投资额均不足 0.3 亿美 元 。 (2)快速发展阶段 (1992 ～ 1996年 )。 1992 年邓小 · 76 · 《世界经济研究 》 2008年第 2期
(2)因果关系 理论分析表明 , FDI与东道国出口之间往往存在互 补关系 。 FDI会通过直接效应与间接效应促进东道国 出口贸易的发展 , 同时东道国出口水平的提高又会吸引 更多的 FDI流入 。 因此 , 二者之间应该具有单向或双向 的因果关系 。 关于直接投资与母国出口之间的因果关系 , Buckley和 Casson(1981)认为 , FDI绝不可能先于贸易 , 母国 的出口可能导致直接投资而不是相反 。一般认为随着 贸易的开展 , 母国对东道国各方面的认识增多 , 直接投 资开始产生并迅速增加 。 然后 , 考虑到垂直一体化生产 等因素的作用 ,又会带动母国的出口贸易 。可见 , 它们 之间也可能存在着双向的因果关系 。 由于替代与互补 关系的复杂性 , FDI和贸易之间的因果关系也就变得很 复杂 , 取决于具体的贸易和投资动机 。 2.对二者之间关系的经验研究 国外关于 FDI与国际贸易关系的实证研究大多集 中在工业制成品上 ,对农产品和食品等初级产品的研究 较少 。代表性研究有 Marchant等 (1999)运用 1982 ～ 1997年美国 13类农产品与食品的面板数据 , 分析了美 中加工食品贸易与直接投资的关系 。 结果表明 , 美国加 工食品行业对中国的直接投资带动了美国对华农产品 与食品出口 , 二者具有明显的互补关系 。 随后 Marchant 等 (2002)运用两阶段最小二乘法估计了美国 1989 ～ 1998年食品行业 FDI与出口之间的关系 , 再次证明二 者之间的互补关系 。 KozoKiyota与 ShujiroUrata(2003)
＊ 本文得到农业部农业国际交流与合作项目 “中日韩农业经贸关系 及其发展前景研究 ”的资助 。
日本对华农业直接投资与中日农产品贸易的关系研究
是很大时 , 要素流动会扩大贸易规模 。 Helpman(1984)、 Helpman和 Krugman(1985)认为 , 若存在要素禀赋差异 和规模报酬递增 , 由于跨国公司的专有资产很难通过外 部市场达成交易 , 就会产生大量的公司内贸易和对中间 产品的需求 , 由此带动母国的出口贸易 。
国内学者对中国 FDI与贸易关系的实证研究主要 从两个层面展开 :一是从总体上分析 FDI的流入与中国 进出口贸 易之 间的 关 系 。 如 杨迤 (2000)、冼 国明 等 (2003)和杨丹辉 (2004)的研究都表明 , FDI对中国出口 贸易尤其是制成品出口具有重要的促进作用 。王少平 与封福育 (2006)运用动态面板数据模型考察了 FDI对 中国不同地区进出口贸易的动态效应 , 结果表明 , FDI 对东部地区的出口有显著的创造效应 , 对其进口贸易有 较强的替代效应 ,而对中 、西部地区的效应较弱 。 二是 从国别或行业的层面分析外商对华直接投资与贸易的 关系 。 如 王 洪 亮 与 徐 霞 (2003)、于 津 平 与 张 昊 光 (2005)运用格兰杰因果检验法分别分析了日本对华直 接投资与双边贸易 、日本对华 FDI与中日比较优势间的 关系 ;徐康宁与王剑 (2002)根据 1983 ～ 2000年数据分 析了美国对华直接投资的决定性因素 ;曾寅初和陈忠毅 (2004)对两岸农产品贸易对直接投资的贸易弹性进行 了测算 , 结果显示 , 大陆吸引台资对大陆对台农产品出 口和两岸农产品贸易总额的增长没有影响 ;吕立才与黄 祖辉 (2006)的研究表 明 , FDI与我国农产 品与食品进 口 、出口与贸易总量之间都存在长期稳定的均衡关系 , 且这种关系具有互补性 。
《世界经济研究 》 2008 年第 2 期 · 75·
日本对华农业直接投资与中日农产品贸易的关系研究
品贸易数据 。 农产品的统计范围包括 SITC0类 (食品与 活动物 )、 SITC1 类 (饮料与烟草 )、SITC2 类中的 21章
(生皮及生毛皮 )、22 章 (油籽及果实 )及 SITC4类 (动 、
关 键 词 中日农产品贸易 农业 FDI 格兰杰因果关系 作者单位 华中农业大学经济管理学院 中图分类号 :F752.7 文献标识码 :A 文章编号 :1007-6964[ 2008] 02-070911-0697
一 、引 言
日本是中国最重要的农产品出口市场 。 据联合国 统计 , 1992 ～ 2006年间 ,中国对日农产品出口额由 24.2 亿美元快速增加到 76.7 亿美元 , 占我国农产品出口总 额的平均比重达 33%。与此同时 , 日本许多大型食品 企业与综合商社陆续来华投资农业与食品产业 ,已成为 我国农业利用外资的重要来源 。据日本财务省统计 ,截 至 2004年底日本对华农业的累积投资额达 12.4 亿美 元 ,累积项目数为 319个 。随着中日双边农产品贸易规 模的不断扩大及外资流入的稳步增长 , 有必要对二者之 间的关系进行深入探讨 。 尤其是在东北亚经济合作升 温 ,中日农产品贸易摩擦频繁的背景下 , 研究中日之间 农产品贸易与投资的内在联系 ,能为中国政府制定合理 的对日农产品贸易与投资政策 ,建立适当的双边或区域 农业经贸合作机制提供有益的参考 。
Markuson和 Svensson(1985)认为 , 直接投资与商品 贸易之间不仅存在替代关系 , 而且在一定条件下还存在 互补关系 。二者之间表现为替代性还是互补性 , 取决于 贸易和非贸易要素之间是 “合作的 ”还是 “非合作的 ”。 如果贸易和非贸易要素是合作的 , 那么商品的贸易和生 产要素的流动将互相促进 , 从而表现为互补关系 ;若二 者之间为非合作的 ,那商品贸易与生产要素的流动就会 表现为一种替代关系 。此外 , 也有学者从直接投资的目 的出发 ,分析 FDI与贸易之间 的关系 。 Gray(1998)指 出 ,市场寻找型的 FDI会替代贸易 , 而生产效率寻找型 的 FDI会促进贸易 。
运用引力模型分析了日本食品产业对外直接投资与贸 易的关系 , 结果显示日本食品产业对外直接投资促进了 日本食品的进口 。 Furtan和 Holzman(2004)研究Hale Waihona Puke Baidu美国
对加拿大农产品和食品行业的直接投资与双边农产品 贸易的关系 ,结果表明 , 美国对加拿大农业和食品行业 的直接投资促进了加拿大的出口 、进口和贸易总量 , 二 者表现为互补关系 。
我们对上述变量取了自然对数 , 分别记为 LnEX、LnIM、
LnTEI和 LnFDIS。
2.研究方法
本文实证分析的目的是考察日本对华农业直接投资
与中日农产品贸易直接之间的内在联系 , 具体分析步骤
如下 :(1)运用 ADF检验法对变量的平稳性进行判别 , 考
察时间序列是否一阶单整 。 (2)运用 E-G两步法对农产 品出口 、进口及贸易总额与 FDI进行协整检验 , 确定它们
植物油脂及腊 ), 上述范围与国内学者常用的 “ WTO农
产品 +水产品 ”范围大致吻合 。 FDI数据包括日本对华
农林水产业和食品制造业的投资总额 。文中的变量包
括日本对华农业直接投资存量 (FDIS)、中国对日农产
品出口 (EX)、从日农产品进口 (IM)和双边农产品贸易
总额 (TEI)。考虑到对数化不会改变变量的主要特征 ,
有格兰杰因果关系 。如果至少某一个 λ1i的估计系数显 著 ,则认为 FDI变化在短期内对贸易变量具有格兰杰因
果关系 ;如果至少某一个 λ2i的估计系数显著 , 则认为贸 易变量在短期内对 FDI具有格兰杰因果关系 。如果 β1 、 β2 、λ1i、λ2i的估计系数都显著 , 则表示二者存在长期和 短期的双向格兰杰因果关系 。
目前 , 学术界主要从理论与实证两个层面对 FDI与 国际贸易之间的关系进行了深入的研究 。理论研究主 要探讨二者之间是替代还是互补的关系 , 或者因果关 系 。实证研究主要运用国别或行业数据对二者之间的 关系作进一步的验证 。 · 74 · 《世界经济研究 》 2008年第 2期
1.对二者之间关系的理论回顾 (1)替代还是互补 Mundell(1957)在包括要素流动的标准 H-O理论模 型的基础上 ,首先提出了 FDI与国际贸易之间存在替代 效应 , 即贸易障碍会产生资本的流动 , 而资本流动障碍 会产生贸易 。这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以 便克服贸易障碍对资本效率的抵消作用 ,因此一般被称 为 “关税引致投资 ” 。 如果直接投资的流动不是由关税引致 , 而且主要流 入东道国的出口部门 , 那么投资与贸易之间将表现为互 补关系 。在这种条件下 ,资本流动将促进国际分工与生 产的专业化 ,进而扩大贸易规模 。有许多原因可以导致 贸易与投资之间的互补关系 。 Kojima(1975)认为 , 日本 对发展中国家的直接投资与贸易之间存在互补性 , 日本 的对外直接投资可以扩大对外贸易 。 因为日本模式的 对外直接投资是从处于或即将处于劣势地位的边际产 业依次递进的 , 在与东道国廉价的劳动力结合后 , 产品 的生产成本会降低 , 再由日本进口这些产品对日本是有 利的 。 Markuson等 (1983)证明在两国要素禀赋差异不
区域与国别经济
日本对华农业直接投资与中日 农产品贸易的关系研究 ＊
乔 雯 杨 平 易法海
内容提要 日本是中国重要的农产品出口市场和农业外资来源国之一 , 研究中日之间农产品贸易与 直接投资的内在联系 , 有助于深化对双边农业经贸关系的认识 。本文利用格兰杰因果关系检验法对中日 农产品贸易与直接投资的关系进行了研究 。结果表明 , 对日农产品出口 、从日农产品进口和贸易总量与 日本对华农业直接投资之间均存在长期稳定的互补关系 ;FDI和对日农产品出口之间不存在长期和短期 的格兰杰因果关系 ,但 FDI对农产品进口具有单向的长期因果关系 。
综上所述 , 国内外学者主要从总体贸易和制成品贸 易两个层面对中日贸易与 FDI之间的关系进行了研究 , 从东道国的角度对 FDI与中日农产品贸易关系的研究 较为少见 。 日本对华农业直接投资与中日农产品贸易 之间是互补还是替代关系 ? 它们之间是否存在长期或 短期的因果联系 ? 本文将利用格兰杰因果关系检验法 对二者之间的关系进行探讨 。
(1)
n
n
ΔXt=α2 +β2 EC1t-1
+∑ i=1
γ2iΔXt-i
+∑ i=1
λ2iΔYt-i
+μt
(2)
其中 Y代 表农 产品 贸易 变量 , X代表 累积 农业
FDI, ■表示一阶差分 , EC为回归残差项 , t表示期数 。
若 β1 显著 , 则表示 FDI在长期对贸易变量具有格兰杰 因果关系 ;若 β2 显著 , 则表示贸易变量在长期对 FDI具
之间是否存在长期的稳定关系 , 从而排除伪回归的可能
性 。 (3)如果变量之间是协整的 , 则建立向量误差修正
(VEC)模型并采用格兰杰因果检验法 , 来分析变量之间
的长期与短期因果关系 。 因果关系检验的模型为 :
n
n
ΔYt =α1 +β1 ECt-1 +i∑=1 γ1iΔYt-i +i∑=1λ1iΔXt-i+vt
二 、分析数据与研究方法
1.数据说明 中日之间的进出口自 1980 年起有正式的统计数 据 , 而日本公布的分行业海外直接投资的数据区间为 1989 ～ 2004年 , 因此 ,分析农业直接投资与农产品贸易 之间的关系只能采用 1989 ～ 2004年的数据 。本文使用 的数据来源为日本财务省统计数据库与联合国贸易数 据库 。由于 HS协调编码统计始于 1992年 ,因此无法获 得 1989 ～ 1991年中日农产品贸易的相关数据 。 考虑到 数据的一致性与可获得性 , 我们使用 SITC.Rev2 的农产
三 、日本对华农业直接投资 与中日农产品贸易的变化
1.日本对华农业直接投资的变化 如表 1所示 , 日本对华农业直接投资具有较大的波 动性 。根据其变动趋势可将日本对华农业投资分为四 个阶段 :(1)起步阶段 (1989 ～ 1991年 )。该阶段日本对 华农业投资的项目数较少 , 年投资额均不足 0.3 亿美 元 。 (2)快速发展阶段 (1992 ～ 1996年 )。 1992 年邓小 · 76 · 《世界经济研究 》 2008年第 2期
(2)因果关系 理论分析表明 , FDI与东道国出口之间往往存在互 补关系 。 FDI会通过直接效应与间接效应促进东道国 出口贸易的发展 , 同时东道国出口水平的提高又会吸引 更多的 FDI流入 。 因此 , 二者之间应该具有单向或双向 的因果关系 。 关于直接投资与母国出口之间的因果关系 , Buckley和 Casson(1981)认为 , FDI绝不可能先于贸易 , 母国 的出口可能导致直接投资而不是相反 。一般认为随着 贸易的开展 , 母国对东道国各方面的认识增多 , 直接投 资开始产生并迅速增加 。 然后 , 考虑到垂直一体化生产 等因素的作用 ,又会带动母国的出口贸易 。可见 , 它们 之间也可能存在着双向的因果关系 。 由于替代与互补 关系的复杂性 , FDI和贸易之间的因果关系也就变得很 复杂 , 取决于具体的贸易和投资动机 。 2.对二者之间关系的经验研究 国外关于 FDI与国际贸易关系的实证研究大多集 中在工业制成品上 ,对农产品和食品等初级产品的研究 较少 。代表性研究有 Marchant等 (1999)运用 1982 ～ 1997年美国 13类农产品与食品的面板数据 , 分析了美 中加工食品贸易与直接投资的关系 。 结果表明 , 美国加 工食品行业对中国的直接投资带动了美国对华农产品 与食品出口 , 二者具有明显的互补关系 。 随后 Marchant 等 (2002)运用两阶段最小二乘法估计了美国 1989 ～ 1998年食品行业 FDI与出口之间的关系 , 再次证明二 者之间的互补关系 。 KozoKiyota与 ShujiroUrata(2003)
＊ 本文得到农业部农业国际交流与合作项目 “中日韩农业经贸关系 及其发展前景研究 ”的资助 。
日本对华农业直接投资与中日农产品贸易的关系研究
是很大时 , 要素流动会扩大贸易规模 。 Helpman(1984)、 Helpman和 Krugman(1985)认为 , 若存在要素禀赋差异 和规模报酬递增 , 由于跨国公司的专有资产很难通过外 部市场达成交易 , 就会产生大量的公司内贸易和对中间 产品的需求 , 由此带动母国的出口贸易 。
国内学者对中国 FDI与贸易关系的实证研究主要 从两个层面展开 :一是从总体上分析 FDI的流入与中国 进出口贸 易之 间的 关 系 。 如 杨迤 (2000)、冼 国明 等 (2003)和杨丹辉 (2004)的研究都表明 , FDI对中国出口 贸易尤其是制成品出口具有重要的促进作用 。王少平 与封福育 (2006)运用动态面板数据模型考察了 FDI对 中国不同地区进出口贸易的动态效应 , 结果表明 , FDI 对东部地区的出口有显著的创造效应 , 对其进口贸易有 较强的替代效应 ,而对中 、西部地区的效应较弱 。 二是 从国别或行业的层面分析外商对华直接投资与贸易的 关系 。 如 王 洪 亮 与 徐 霞 (2003)、于 津 平 与 张 昊 光 (2005)运用格兰杰因果检验法分别分析了日本对华直 接投资与双边贸易 、日本对华 FDI与中日比较优势间的 关系 ;徐康宁与王剑 (2002)根据 1983 ～ 2000年数据分 析了美国对华直接投资的决定性因素 ;曾寅初和陈忠毅 (2004)对两岸农产品贸易对直接投资的贸易弹性进行 了测算 , 结果显示 , 大陆吸引台资对大陆对台农产品出 口和两岸农产品贸易总额的增长没有影响 ;吕立才与黄 祖辉 (2006)的研究表 明 , FDI与我国农产 品与食品进 口 、出口与贸易总量之间都存在长期稳定的均衡关系 , 且这种关系具有互补性 。
《世界经济研究 》 2008 年第 2 期 · 75·
日本对华农业直接投资与中日农产品贸易的关系研究
品贸易数据 。 农产品的统计范围包括 SITC0类 (食品与 活动物 )、 SITC1 类 (饮料与烟草 )、SITC2 类中的 21章
(生皮及生毛皮 )、22 章 (油籽及果实 )及 SITC4类 (动 、
关 键 词 中日农产品贸易 农业 FDI 格兰杰因果关系 作者单位 华中农业大学经济管理学院 中图分类号 :F752.7 文献标识码 :A 文章编号 :1007-6964[ 2008] 02-070911-0697
一 、引 言
日本是中国最重要的农产品出口市场 。 据联合国 统计 , 1992 ～ 2006年间 ,中国对日农产品出口额由 24.2 亿美元快速增加到 76.7 亿美元 , 占我国农产品出口总 额的平均比重达 33%。与此同时 , 日本许多大型食品 企业与综合商社陆续来华投资农业与食品产业 ,已成为 我国农业利用外资的重要来源 。据日本财务省统计 ,截 至 2004年底日本对华农业的累积投资额达 12.4 亿美 元 ,累积项目数为 319个 。随着中日双边农产品贸易规 模的不断扩大及外资流入的稳步增长 , 有必要对二者之 间的关系进行深入探讨 。 尤其是在东北亚经济合作升 温 ,中日农产品贸易摩擦频繁的背景下 , 研究中日之间 农产品贸易与投资的内在联系 ,能为中国政府制定合理 的对日农产品贸易与投资政策 ,建立适当的双边或区域 农业经贸合作机制提供有益的参考 。
Markuson和 Svensson(1985)认为 , 直接投资与商品 贸易之间不仅存在替代关系 , 而且在一定条件下还存在 互补关系 。二者之间表现为替代性还是互补性 , 取决于 贸易和非贸易要素之间是 “合作的 ”还是 “非合作的 ”。 如果贸易和非贸易要素是合作的 , 那么商品的贸易和生 产要素的流动将互相促进 , 从而表现为互补关系 ;若二 者之间为非合作的 ,那商品贸易与生产要素的流动就会 表现为一种替代关系 。此外 , 也有学者从直接投资的目 的出发 ,分析 FDI与贸易之间 的关系 。 Gray(1998)指 出 ,市场寻找型的 FDI会替代贸易 , 而生产效率寻找型 的 FDI会促进贸易 。
运用引力模型分析了日本食品产业对外直接投资与贸 易的关系 , 结果显示日本食品产业对外直接投资促进了 日本食品的进口 。 Furtan和 Holzman(2004)研究Hale Waihona Puke Baidu美国
对加拿大农产品和食品行业的直接投资与双边农产品 贸易的关系 ,结果表明 , 美国对加拿大农业和食品行业 的直接投资促进了加拿大的出口 、进口和贸易总量 , 二 者表现为互补关系 。
我们对上述变量取了自然对数 , 分别记为 LnEX、LnIM、
LnTEI和 LnFDIS。
2.研究方法
本文实证分析的目的是考察日本对华农业直接投资
与中日农产品贸易直接之间的内在联系 , 具体分析步骤
如下 :(1)运用 ADF检验法对变量的平稳性进行判别 , 考
察时间序列是否一阶单整 。 (2)运用 E-G两步法对农产 品出口 、进口及贸易总额与 FDI进行协整检验 , 确定它们
植物油脂及腊 ), 上述范围与国内学者常用的 “ WTO农
产品 +水产品 ”范围大致吻合 。 FDI数据包括日本对华
农林水产业和食品制造业的投资总额 。文中的变量包
括日本对华农业直接投资存量 (FDIS)、中国对日农产
品出口 (EX)、从日农产品进口 (IM)和双边农产品贸易
总额 (TEI)。考虑到对数化不会改变变量的主要特征 ,
有格兰杰因果关系 。如果至少某一个 λ1i的估计系数显 著 ,则认为 FDI变化在短期内对贸易变量具有格兰杰因
果关系 ;如果至少某一个 λ2i的估计系数显著 , 则认为贸 易变量在短期内对 FDI具有格兰杰因果关系 。如果 β1 、 β2 、λ1i、λ2i的估计系数都显著 , 则表示二者存在长期和 短期的双向格兰杰因果关系 。
目前 , 学术界主要从理论与实证两个层面对 FDI与 国际贸易之间的关系进行了深入的研究 。理论研究主 要探讨二者之间是替代还是互补的关系 , 或者因果关 系 。实证研究主要运用国别或行业数据对二者之间的 关系作进一步的验证 。 · 74 · 《世界经济研究 》 2008年第 2期
1.对二者之间关系的理论回顾 (1)替代还是互补 Mundell(1957)在包括要素流动的标准 H-O理论模 型的基础上 ,首先提出了 FDI与国际贸易之间存在替代 效应 , 即贸易障碍会产生资本的流动 , 而资本流动障碍 会产生贸易 。这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以 便克服贸易障碍对资本效率的抵消作用 ,因此一般被称 为 “关税引致投资 ” 。 如果直接投资的流动不是由关税引致 , 而且主要流 入东道国的出口部门 , 那么投资与贸易之间将表现为互 补关系 。在这种条件下 ,资本流动将促进国际分工与生 产的专业化 ,进而扩大贸易规模 。有许多原因可以导致 贸易与投资之间的互补关系 。 Kojima(1975)认为 , 日本 对发展中国家的直接投资与贸易之间存在互补性 , 日本 的对外直接投资可以扩大对外贸易 。 因为日本模式的 对外直接投资是从处于或即将处于劣势地位的边际产 业依次递进的 , 在与东道国廉价的劳动力结合后 , 产品 的生产成本会降低 , 再由日本进口这些产品对日本是有 利的 。 Markuson等 (1983)证明在两国要素禀赋差异不