中美貿易不平衡與外商直接投資相關性分析

1、PAGE PAGE 7扮中美貿易不平衡吧與外商直接投資頒相關性分析孫俊新問題的提出哎改革開放以來，伴中國經濟發(fā)展迅矮速，成為世界經爸濟增長的亮點。唉中國國內政局穩(wěn)愛定，勞動力資源笆豐富以及中國政吧府大力推行招商搬引資的優(yōu)惠政策暗，促使中國逐漸頒受到投資者的青半睞，外商在華投皚資規(guī)模越來越大哎。1992氨半2002年間，矮我國吸收的外商胺直接投資一直居稗發(fā)展中國家的首般位和世界第二位矮（僅次于美國）搬。2003年，壩中國吸收外商直板接投資535億板美元，占全球當阿年FDI流入量扒5600億美元哀的近1/10。疤由此，中國取代罷美國成為世界第佰一大FDI流入安國。2004、礙2005年中國伴實際吸

2、收FDI邦分別為606.笆30和603.懊25億美元，保岸持了世界最大的捌FDI流入國的翱地位。2006懊年，這一數額扒上升暗到695億美元拔，捌而壩美國重新成為世背界上最大的FD昂I東道國，但是瓣中國仍然是發(fā)展安中經濟體中最大班的FDI東道國藹。懊外商直接投資對瓣中美貿易會產生把重要影響。拜1993-20絆06年扳外商直接投資與頒中美貿易差額相罷關系數艾為0.88熬，可以看出，外爸商直接投資對中敖美貿易差額存在半著顯著的影響。把造成這種現象的扮原因可以歸納為芭兩方面。一是增礙加美國對中國的藹貿易逆差。這大哎概又可以分為兩爸個層面：美國在柏華投資、周邊國絆家和地區(qū)在華投鞍資。美國對華直礙接投資

3、，會替代岸原來美國對中國扒及中國周邊國家皚的出口，而跨國愛公司的內部關聯爸貿易又可能增加安中國對美國的出板口，從而共同增巴加美國對中國的埃貿易逆差。中國吧周邊國家和地區(qū)骯對中國的投資集把中于勞動密集型案產業(yè)以及加工和扮組裝等工序，于骯是這些國家和地矮區(qū)在向中國轉移矮產業(yè)的同時，也矮將其對美國的貿靶易順差轉移給了壩中國，直接造成笆了中美貿易逆差版的擴大。同時F拔DI帶來的溢出半效應，促進中國礙企業(yè)的發(fā)展，有翱可能帶動中國企昂業(yè)對包括美國在按內的國家的出口愛。二是減少美國矮對中國的貿易逆安差?？鐕?，凹尤其是美國跨國胺公司，在中國的背投資，會促使其伴從原來供應商（癌包括美國供應商扒）處進口更多產

4、隘品。同時FDI拜為中國帶來的先百進生產技術、加佰工工藝和管理經鞍驗，可以促進中半國國內企業(yè)的發(fā)昂展，提高中國居疤民的可支配收入挨，增加企業(yè)和居般民的進口能力，扒帶動中國進口尤敖其是高科技產品安和奢侈品的進口搬。綜合這兩方面瓣的因素，FDI昂在中美貿易中究扒竟會產生怎樣的艾凈效應，還需要隘通過具體的經驗靶數據跋進一步敖檢驗。罷外商直接投資與唉中美貿易不平衡佰的計量模型挨本文運用協整分爸析技術，在可得白數據的支持下，阿對1985年到斑2006年美國敖在華直接投資、哎其他國家在華直壩接投資與中美貿癌易差額之間的關皚系進行分析。數據與變量熬由于本文采用的靶是時間序列的數哀據，首先要對其般平穩(wěn)性進行檢

5、驗邦。本文采用AD柏F檢驗其平穩(wěn)性癌。同時本文采用熬EG檢驗法，檢靶驗變量之間是否癌具有長期的動態(tài)百均衡關系。拔數據方面，本文靶主要采用198邦6皚芭2006年的年吧度數據作為分析扳數據集（原始數壩據來自歷年中藹國統(tǒng)計年鑒、把中國商務部網站叭、美國商務部網癌站、美國統(tǒng)計局半網站）。以X搬M代表中美貿哀易逆差的總額序白列（單位：億美澳元），FDI耙1代表美國在板華直接投資總額奧序列（單位：億百美元），FD伴I2代表除美伴國以外的其他國凹家和地區(qū)在華直翱接投資總額序列癌（單位：億美元板），罷EXP啊代表中國對美跋出口貿易序列（柏單位：億美元）矮，半IXP盎代表中國對美辦進口貿易序列（頒單位：億美元

6、）岸。為了降低異方靶差造成的影響，胺本文中對靶XM氨、捌FDI1霸、案FDI2芭、霸EXP拜、拌IXP敗取對數Ln挨XM敗、澳LnFDI1拔、背LnFDI2瓣、笆LnEXP芭、暗LnIXP柏。主要討論佰LnXM藹與挨LnFDI1癌，稗LnXM拌與絆LnFDI2拜，柏LnEXP擺與般LnFDI1佰，鞍LnIXP哀與澳LnFDI1奧四組變量序列之壩間是否存在長期懊均衡關系。單位根檢驗岸為避免虛假回歸霸問題，在對變量埃進行協整分析之哀前，首先需要對挨各時間序列的平礙穩(wěn)性進行檢驗，敗只有在變量平穩(wěn)懊的條件下，才可哎以對變量進行協跋整分析。版本文中ADF檢奧驗取最優(yōu)滯后階熬數s的原則是A藹IC和SC最小

7、凹以及DW接近于昂2。檢驗形式（敖c，t，s）表胺示單位根檢驗式霸中包括截距項和敖趨勢項，當c取般0時代表不包括熬截距項，t取0芭時代表不包括趨皚勢項。s的取值壩代表檢驗方程中扳包括的滯后階數襖，加入滯后項的矮目的是為了使殘稗值項為白噪聲。拔礙表示一階差分。霸臨界值中的5%擺或10%表示顯斑著性水平。具體拜檢驗結果見 REF _Ref194655757 h * MERGEFORMAT 佰表 熬1癌。斑表 SEQ 表格 * ARABIC 背1霸 ADF檢驗胺結果壩變量盎ADF檢驗統(tǒng)計案計量啊臨界值翱AIC值昂SC值敖DW值案LnXM愛5.06919扳0(0,0,1盎)把-1.9592愛(5%)拔

8、-0.7465傲23八-0.6469敖5靶1.11719俺7昂LnFDI1芭0.94123扳2(0,0,1礙)擺-1.9592案(5%)版1.21303絆8伴1.31261鞍1吧1.83253皚1白LnFDI2案0.60804芭6(0,0,1八)捌-1.9592按(5%)版0.20587傲7啊0.30545藹1.50541俺9八LnEXP八1.05791頒4(0,0,3愛)熬-1.9592啊(5%)鞍-2.2743骯23笆-2白.075463翱2.06340吧8隘LnIXP挨2.54137般9(0,0,3班)傲-1.9592岸(5%)礙-1.1923懊38俺-0.9944翱78捌2.05276

9、昂7艾耙LnXM扮-39.514盎90(c,t,癌0)敖-3.6591藹(5%)皚-1.3282靶8案-1.1789埃2懊2.01866胺8辦隘LnFDI1百-3.5537版73(c,t,吧0)邦-3.2677傲(10%)艾1.24405愛7叭1.39341岸7奧1.85112襖2芭矮LnFDI2佰-2.1706唉15(0,0,巴0)頒-1.9592案(5%)伴0.12620翱9暗0.17599板6骯1.54576邦8愛巴LnEXP礙-3.5226案89(c,t,伴0)巴-3.2677叭(10%)哀-2.4987把51瓣-2.3497澳91爸2.01357岸6盎扳LnIXP版-4.8133捌6

10、9(c,t,案1)半-3.6746把(5%)背-1.1618芭16挨-0.9629扮87案1.81750埃2凹根據上表的檢驗稗結果，時間序列瓣Ln板XM拜、案LnFDI1奧、壩LnFDI2翱、哎LnEXP敗、邦LnIXP啊不能拒絕單位根爸假設，因此是非按平穩(wěn)的，但是其爸一階差分序列都白拒絕了單位根假罷設，這說明所有班序列都可以通過安一階差分消除非隘平穩(wěn)性，一階序懊列都是平穩(wěn)的，扳即Ln襖XM半、班LnFDI1稗、埃LnFDI2板、翱LnEXP俺、翱LnIXP般是I（1）序列胺。EG協整檢驗巴由于Ln按XM唉、皚LnFDI1挨、捌LnFDI2哀、埃LnEXP扒、把LnIXP俺都是一階平穩(wěn)序啊列，

11、因此可以運愛用EG檢驗法對壩LnXM頒與岸LnFDI1藹，敗LnXM邦與靶LnFDI2安，把LnEXP艾與瓣LnFDI1拌，扒LnIXP辦與盎LnFDI1般四組變量序列進拔行協整檢驗，驗班證四組變量之間叭是否存在長期且唉穩(wěn)定的均衡關系頒。檢驗結果見 REF _Ref196598242 h * MERGEFORMAT 按表 邦2藹。 懊表 SEQ 表格 * ARABIC 隘2把 E-G協整班檢驗的結果啊協整向量奧殘差岸ADF檢驗統(tǒng)計挨量皚臨界值按AIC值拌SC值襖DW值搬LnXM，Ln般FDI1暗resid01背-2.6245藹44(0,0,頒0)搬-1.989(扳5%)挨1.4896啊1.49

12、95斑1.77869耙9芭LnXM，Ln唉FDI2笆resid02背-4.8980懊37(0,0,哀0)挨-1.9755壩(5%)般1.7587岸1.79491拔1岸1.67443板3叭LnEXP，L板nEXP矮resid03敖-1.9177搬48(0,0,巴0)熬-1.6415白(10%)岸2.0495笆2.04180邦4耙2.96277挨8耙LnIXP，L拜nEXP癌resid04扮2.62454辦4(0,0,0壩)俺-1.989(傲5%)安1.4896八1.4995絆1.77869拌9班從上表可以看出皚，鞍LnXM暗與唉LnFDI1白，靶LnXM藹與般LnFDI2安，埃LnEXP半與暗L

13、nFDI1疤，爸LnIXP岸與柏LnFDI1捌之間存在長期的巴協整關系，估計斑出的協整方程如壩下（其中括號內礙的數字表示相應皚參數的t值）：搬澳 （1扒） 暗阿(骯1.79975班7邦) (奧5.03124哎8拌) 板 安 （2）藹 搬(扒-1.7824班22盎) 笆 (笆7.17108靶4頒) （3）癌（絆11.4744藹9安）（板9.65025阿8笆）伴 （4八）般(罷13.9263藹1骯) (翱7.65882凹3啊)按矮 耙 熬 結論與啟示拌協整方程反映變擺量間的長期均衡氨關系。具體分析百協整方程的系數艾可以得出以下結岸論：扮首先，從協整方澳程（1）可以看骯出，美國對華F哀DI對中美貿易

14、稗逆差的影響系數壩是1.4半1奧，即美國對華F辦DI每增加1個懊百分點，中美貿昂易逆差增加1.胺4頒1佰個百分點，美國八對華FDI會對哀擴大中美貿易失敗衡。扳其次，從協整方八程（2）可以看靶出，其他國家和鞍地區(qū)對華FDI百對中美貿易逆差柏的影響系數是1凹.42，即其他半國家和地區(qū)對華埃FDI每增加1擺個百分點，中美襖貿易逆差增加1愛.42個百分點背，其他國家和地埃區(qū)對華FDI會氨擴大中美貿易失氨衡。對比協整方叭程（1）和（2罷）可以發(fā)現，其骯他國家和地區(qū)對熬華FDI對中美八貿易逆差的影響凹系數略大于美國隘對華FDI對中辦美貿易逆白差的影響系數，板說明長期趨勢下捌其他國家和地區(qū)疤在華跨國公司對般

15、美出口比拜中國對美出口擴阿大的影響更為顯唉著。礙最后，從協整方稗程（3）可以看鞍出，美國對華F扮DI對中國對美佰出口的影響系數案為0.95，促爸進了中國對美國百的出口。從協整澳方程（4）可以岸看出，美國對華板FDI對美國自巴華進口也產生了艾正效應，影響系胺數為癌0.58拔。兩者比較，可拌以發(fā)現，美國對邦華FDI每增加癌1個百分點，中扮國對美出口增加哎0.95個百分爸點，而中國自美靶進口只增加氨0.58唉個百分點，表明絆美國FDI對中鞍美貿易的替代效壩應要大于美國F暗DI對中美貿易扳的互補效應。懊通過以上分析可啊以看出，周邊國艾家和地區(qū)對華投八資以及美國在華芭投資都會促進中爸美貿易失衡的擴藹大；

16、美國在華投柏資企業(yè)在中美貿吧易中表現出明顯壩的出口傾向，會敖擴大中美貿易差叭額。本文認為：愛盡管許多國內研俺究已經表明，中拌美貿易失衡很大辦程度上是由于美疤國的出口管制，翱使得中美貿易中巴美國的比較優(yōu)勢罷沒有能夠充分的埃發(fā)揮出來，但是挨由于我們對美國奧對外經濟政策的跋主動作用有限，拜我們更具主動性挨的措施還是調整哎中國自身政策，把以優(yōu)化中國面臨叭的外貿環(huán)境，減藹少中美貿易摩擦昂。絆從引資的角度，巴適當推進補償投斑資無疑是一個好把的選擇。補償投啊資由美國經濟學絆家Jagdis骯h Bhagw巴ati在20世百紀80年代提出拔的，是指當一個昂國家的出口貿易辦增長迅猛從而遭絆致進口國的貿易盎保護威脅

17、時，為澳了化解東道國可擺能采取的貿易保隘護措施，企業(yè)也懊可以用投資來替頒代商品貿易。一爸個很好的例子是爸日本在上世紀8愛0年代對美國的靶投資。在當時，藹由于日本對美國般成功的出口，使板得日本企業(yè)面臨奧來自美國的關稅把和非關稅的各種扳貿易保護主義措懊施的威脅。為了芭化解這些威脅，鞍日本一方面實施芭“芭自動出口限制笆”巴，另一方面擴大笆了對美國的補償搬投資，并取得了啊明顯的效果。邦“懊十七大霸”拜指出要把盎“瓣引進來耙”哎和俺“愛走出去百”阿更好的結合起來藹，創(chuàng)新對外投資挨和合作方式。補矮償投資提供了企啊業(yè)走出去的另一皚種選擇。由于投笆資將生產鏈條的氨一部分轉移到了埃國外，在價值形昂式上會比完全的

18、俺國內生產而后出頒口的產品價值要澳小，從這種意義骯上說，至少在短暗期內，它將有利擺于縮小中美之間版的貿易失衡。同板時補償投資一般叭發(fā)生在本國具有扒比較優(yōu)勢的產業(yè)鞍，而不是發(fā)生在癌本國已經不具有班比較優(yōu)勢或者從壩未具有比較優(yōu)勢巴的產業(yè)。此外，昂單純從補償投資疤本身來看，并不安一定會增加企業(yè)斑的利潤。但是如半果投資本身能夠暗化解國外的貿易百保護威脅，從而班促進長期的產品把出口，那么補償懊投資就是有利可靶圖的。這意味著艾我們應當從動態(tài)骯和長期的角度來頒制定我國產業(yè)或跋企業(yè)的投資戰(zhàn)略艾。參考文獻：皚朱延珺.外國直霸接投資的貿易效稗應研究M，澳北京：人民出版背社，2006半尹翔碩,王領.礙中美貿易不平衡藹中的東亞因素盎J，亞太經濟奧，2004（1奧）:33-37邦.懊