中美貿(mào)易不平衡與外商直接投資相關(guān)性分析

1、中美貿(mào)易不平衡與外商直接投資相關(guān)性分析孫俊新一、 問題的提出改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，成為世界經(jīng)濟(jì)增長的亮點(diǎn)。中國國內(nèi)政局穩(wěn)定，勞動力資源豐富以及中國政府大力推行招商引資的優(yōu)惠政策，促使中國逐漸受到投資者的青睞，外商在華投資規(guī)模越來越大。1992上升到695億美元，而美國重新成為世界上最大的FDI東道國，但是中國仍然是發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體中最大的FDI東道國。外商直接投資對中美貿(mào)易會產(chǎn)生重要影響。1993-2006年外商直接投資與中美貿(mào)易差額相關(guān)系數(shù)為0.88，可以看出，外商直接投資對中美貿(mào)易差額存在著顯著的影響。造成這種現(xiàn)象的原因可以歸納為兩方面。一是增加美國對中國的貿(mào)易逆差。這大概又可以分為

2、兩個(gè)層面：美國在華投資、周邊國家和地區(qū)在華投資。美國對華直接投資，會替代原來美國對中國及中國周邊國家的出口，而跨國公司的內(nèi)部關(guān)聯(lián)貿(mào)易又可能增加中國對美國的出口，從而共同增加美國對中國的貿(mào)易逆差。中國周邊國家和地區(qū)對中國的投資集中于勞動密集型產(chǎn)業(yè)以及加工和組裝等工序，于是這些國家和地區(qū)在向中國轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)的同時(shí)，也將其對美國的貿(mào)易順差轉(zhuǎn)移給了中國，直接造成了中美貿(mào)易逆差的擴(kuò)大。同時(shí)FDI帶來的溢出效應(yīng)，促進(jìn)中國企業(yè)的發(fā)展，有可能帶動中國企業(yè)對包括美國在內(nèi)的國家的出口。二是減少美國對中國的貿(mào)易逆差?？鐕?，尤其是美國跨國公司，在中國的投資，會促使其從原來供應(yīng)商（包括美國供應(yīng)商）處進(jìn)口更多產(chǎn)品。同時(shí)F

3、DI為中國帶來的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、加工工藝和管理經(jīng)驗(yàn)，可以促進(jìn)中國國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展，提高中國居民的可支配收入，增加企業(yè)和居民的進(jìn)口能力，帶動中國進(jìn)口尤其是高科技產(chǎn)品和奢侈品的進(jìn)口。綜合這兩方面的因素，F(xiàn)DI在中美貿(mào)易中究竟會產(chǎn)生怎樣的凈效應(yīng)，還需要通過具體的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)一步檢驗(yàn)。二、 外商直接投資與中美貿(mào)易不平衡的計(jì)量模型本文運(yùn)用協(xié)整分析技術(shù)，在可得數(shù)據(jù)的支持下，對1985年到2006年美國在華直接投資、其他國家在華直接投資與中美貿(mào)易差額之間的關(guān)系進(jìn)行分析。(一) 數(shù)據(jù)與變量由于本文采用的是時(shí)間序列的數(shù)據(jù)，首先要對其平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。同時(shí)本文采用EG檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)變量之間是否具

4、有長期的動態(tài)均衡關(guān)系。數(shù)據(jù)方面，本文主要采用19862006年的年度數(shù)據(jù)作為分析數(shù)據(jù)集（原始數(shù)據(jù)來自歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中國商務(wù)部網(wǎng)站、美國商務(wù)部網(wǎng)站、美國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站）。以XM代表中美貿(mào)易逆差的總額序列（單位：億美元），F(xiàn)DI1代表美國在華直接投資總額序列（單位：億美元），F(xiàn)DI2代表除美國以外的其他國家和地區(qū)在華直接投資總額序列（單位：億美元），EXP代表中國對美出口貿(mào)易序列（單位：億美元），IXP代表中國對美進(jìn)口貿(mào)易序列（單位：億美元）。為了降低異方差造成的影響，本文中對XM、FDI1、FDI2、EXP、IXP取對數(shù)LnXM、LnFDI1、LnFDI2、LnEXP、LnIXP。主要討論LnX

5、M與LnFDI1，LnXM與LnFDI2，LnEXP與LnFDI1，LnIXP與LnFDI1四組變量序列之間是否存在長期均衡關(guān)系。(二) 單位根檢驗(yàn)為避免虛假回歸問題，在對變量進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先需要對各時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，只有在變量平穩(wěn)的條件下，才可以對變量進(jìn)行協(xié)整分析。本文中ADF檢驗(yàn)取最優(yōu)滯后階數(shù)s的原則是AIC和SC最小以及DW接近于2。檢驗(yàn)形式（c，t，s）表示單位根檢驗(yàn)式中包括截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，當(dāng)c取0時(shí)代表不包括截距項(xiàng)，t取0時(shí)代表不包括趨勢項(xiàng)。s的取值代表檢驗(yàn)方程中包括的滯后階數(shù)，加入滯后項(xiàng)的目的是為了使殘值項(xiàng)為白噪聲。表示一階差分。臨界值中的5%或10%表示顯著性水平。

6、具體檢驗(yàn)結(jié)果見表 1。表 1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)計(jì)量臨界值A(chǔ)IC值SC值DW值LnXM5.069190(0,0,1)-1.9592(5%)-0.746523-0.646951.117197LnFDI10.941232(0,0,1)-1.9592(5%)1.2130381.3126111.832531LnFDI20.608046(0,0,1)-1.9592(5%)0.2058770.305451.505419LnEXP1.057914(0,0,3)-1.9592(5%)-2.274323-2.0754632.063408LnIXP2.541379(0,0,3)-1.9592(5%)

7、-1.192338-0.9944782.052767LnXM-39.51490(c,t,0)-3.6591(5%)-1.32828-1.178922.018668LnFDI1-3.553773(c,t,0)-3.2677(10%)1.2440571.3934171.851122LnFDI2-2.170615(0,0,0)-1.9592(5%)0.1262090.1759961.545768LnEXP-3.522689(c,t,0)-3.2677(10%)-2.498751-2.3497912.013576LnIXP-4.813369(c,t,1)-3.6746(5%)-1.161816-0.9

8、629871.817502根據(jù)上表的檢驗(yàn)結(jié)果，時(shí)間序列LnXM、LnFDI1、LnFDI2、LnEXP、LnIXP不能拒絕單位根假設(shè)，因此是非平穩(wěn)的，但是其一階差分序列都拒絕了單位根假設(shè)，這說明所有序列都可以通過一階差分消除非平穩(wěn)性，一階序列都是平穩(wěn)的，即LnXM、LnFDI1、LnFDI2、LnEXP、LnIXP是I（1）序列。(三) EG協(xié)整檢驗(yàn)由于LnXM、LnFDI1、LnFDI2、LnEXP、LnIXP都是一階平穩(wěn)序列，因此可以運(yùn)用EG檢驗(yàn)法對LnXM與LnFDI1，LnXM與LnFDI2，LnEXP與LnFDI1，LnIXP與LnFDI1四組變量序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證四組變量之間是

9、否存在長期且穩(wěn)定的均衡關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表 2。 表 2 E-G協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果協(xié)整向量殘差A(yù)DF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值A(chǔ)IC值SC值DW值LnXM，LnFDI1resid01-2.624544(0,0,0)-1.989(5%)1.48961.49951.778699LnXM，LnFDI2resid02-4.898037(0,0,0)-1.9755(5%)1.75871.7949111.674433LnEXP，LnEXPresid03-1.917748(0,0,0)-1.6415(10%)2.04952.0418042.962778LnIXP，LnEXPresid042.624544(0,0,0)-1.

10、989(5%)1.48961.49951.778699從上表可以看出，LnXM與LnFDI1，LnXM與LnFDI2，LnEXP與LnFDI1，LnIXP與LnFDI1之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，估計(jì)出的協(xié)整方程如下（其中括號內(nèi)的數(shù)字表示相應(yīng)參數(shù)的t值）： （1） (1.799757) (5.031248) （2） (-1.782422) (7.171084) （3）（11.47449）（9.650258） （4）(13.92631) (7.658823) 三、 結(jié)論與啟示協(xié)整方程反映變量間的長期均衡關(guān)系。具體分析協(xié)整方程的系數(shù)可以得出以下結(jié)論：首先，從協(xié)整方程（1）可以看出，美國對華FDI對中美

11、貿(mào)易逆差的影響系數(shù)是1.41，即美國對華FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，中美貿(mào)易逆差增加1.41個(gè)百分點(diǎn)，美國對華FDI會對擴(kuò)大中美貿(mào)易失衡。其次，從協(xié)整方程（2）可以看出，其他國家和地區(qū)對華FDI對中美貿(mào)易逆差的影響系數(shù)是1.42，即其他國家和地區(qū)對華FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，中美貿(mào)易逆差增加1.42個(gè)百分點(diǎn)，其他國家和地區(qū)對華FDI會擴(kuò)大中美貿(mào)易失衡。對比協(xié)整方程（1）和（2）可以發(fā)現(xiàn)，其他國家和地區(qū)對華FDI對中美貿(mào)易逆差的影響系數(shù)略大于美國對華FDI對中美貿(mào)易逆差的影響系數(shù)，說明長期趨勢下其他國家和地區(qū)在華跨國公司對美出口比中國對美出口擴(kuò)大的影響更為顯著。最后，從協(xié)整方程（3）可以看出，美國對華

12、FDI對中國對美出口的影響系數(shù)為0.95，促進(jìn)了中國對美國的出口。從協(xié)整方程（4）可以看出，美國對華FDI對美國自華進(jìn)口也產(chǎn)生了正效應(yīng)，影響系數(shù)為0.58。兩者比較，可以發(fā)現(xiàn)，美國對華FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，中國對美出口增加0.95個(gè)百分點(diǎn)，而中國自美進(jìn)口只增加0.58個(gè)百分點(diǎn)，表明美國FDI對中美貿(mào)易的替代效應(yīng)要大于美國FDI對中美貿(mào)易的互補(bǔ)效應(yīng)。通過以上分析可以看出，周邊國家和地區(qū)對華投資以及美國在華投資都會促進(jìn)中美貿(mào)易失衡的擴(kuò)大；美國在華投資企業(yè)在中美貿(mào)易中表現(xiàn)出明顯的出口傾向，會擴(kuò)大中美貿(mào)易差額。本文認(rèn)為：盡管許多國內(nèi)研究已經(jīng)表明，中美貿(mào)易失衡很大程度上是由于美國的出口管制，使得中美貿(mào)

13、易中美國的比較優(yōu)勢沒有能夠充分的發(fā)揮出來，但是由于我們對美國對外經(jīng)濟(jì)政策的主動作用有限，我們更具主動性的措施還是調(diào)整中國自身政策，以優(yōu)化中國面臨的外貿(mào)環(huán)境，減少中美貿(mào)易摩擦。從引資的角度，適當(dāng)推進(jìn)補(bǔ)償投資無疑是一個(gè)好的選擇。補(bǔ)償投資由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Jagdish Bhagwati在20世紀(jì)80年代提出的，是指當(dāng)一個(gè)國家的出口貿(mào)易增長迅猛從而遭致進(jìn)口國的貿(mào)易保護(hù)威脅時(shí)，為了化解東道國可能采取的貿(mào)易保護(hù)措施，企業(yè)也可以用投資來替代商品貿(mào)易。一個(gè)很好的例子是日本在上世紀(jì)80年代對美國的投資。在當(dāng)時(shí)，由于日本對美國成功的出口，使得日本企業(yè)面臨來自美國的關(guān)稅和非關(guān)稅的各種貿(mào)易保護(hù)主義措施的威脅。為了化解這

14、些威脅，日本一方面實(shí)施“自動出口限制”，另一方面擴(kuò)大了對美國的補(bǔ)償投資，并取得了明顯的效果?！笆叽蟆敝赋鲆选耙M(jìn)來”和“走出去”更好的結(jié)合起來，創(chuàng)新對外投資和合作方式。補(bǔ)償投資提供了企業(yè)走出去的另一種選擇。由于投資將生產(chǎn)鏈條的一部分轉(zhuǎn)移到了國外，在價(jià)值形式上會比完全的國內(nèi)生產(chǎn)而后出口的產(chǎn)品價(jià)值要小，從這種意義上說，至少在短期內(nèi)，它將有利于縮小中美之間的貿(mào)易失衡。同時(shí)補(bǔ)償投資一般發(fā)生在本國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，而不是發(fā)生在本國已經(jīng)不具有比較優(yōu)勢或者從未具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。此外，單純從補(bǔ)償投資本身來看，并不一定會增加企業(yè)的利潤。但是如果投資本身能夠化解國外的貿(mào)易保護(hù)威脅，從而促進(jìn)長期的產(chǎn)品出口，那么補(bǔ)償投資就是有利可圖的。這意味著我們應(yīng)當(dāng)從動態(tài)和長期的角度來制定我國產(chǎn)業(yè)或企業(yè)的投資戰(zhàn)略。參考文獻(xiàn)：【1】 朱延珺.外國直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究M，北京：人民出版社，2006【2】 尹翔碩,王領(lǐng).中美貿(mào)易不平衡中的東亞因素J，亞太經(jīng)濟(jì)，2004（1）:33-37.【3】 奚君羊,劉衛(wèi)江.外商直接投資的貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證分