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)濟發(fā)展迅速，成為世界經(jīng)濟增長的亮點。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。19922002年間，我國吸收的外商直接投資一直居發(fā)展中國家的首位和世界第二位（僅次于美國）。2003年，中國吸收外商直接投資535億美元，占全球當(dāng)年FDI流入量5600億美元的近1/10。由此，中國取代美國成為世界第一大FDI流入國。2004、2005年中國實際吸收FDI分別為606.30和603.25億美元，保持了世界最大的FDI流入國的地位。200

2、6年，這一數(shù)額上升到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。這大概又可以分為兩個層面：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

3、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，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)易逆差的擴大。同時FDI帶來的溢出效應(yīng)，促進中國企業(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）處進口更多產(chǎn)品。同時FDI為中國帶來的先進生產(chǎn)技術(shù)、加工工藝和管理經(jīng)驗，可以促進中國國內(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)和居民的進口能力，帶動中國進口尤其是高科技產(chǎn)品和奢侈品的進口。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

4、需要通過具體的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進一步檢驗。二、 外商直接投資與中美貿(mào)易不平衡的計量模型本文運用協(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)系進行分析。(一) 數(shù)據(jù)與變量由于本文采用的是時間序列的數(shù)據(jù)，首先要對其平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用ADF檢驗其平穩(wěn)性。同時本文采用EG檢驗法，檢驗變量之間是否具有長期的動態(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

5、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LnXM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) 單位根檢驗為避免虛假回歸問題，在對變量進行協(xié)整分析之前，首先需要對各時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗，只有在

6、變量平穩(wěn)的條件下，才可以對變量進行協(xié)整分析。本文中ADF檢驗取最優(yōu)滯后階數(shù)s的原則是AIC和SC最小以及DW接近于2。檢驗形式（c，t，s）表示單位根檢驗式中包括截距項和趨勢項，當(dāng)c取0時代表不包括截距項，t取0時代表不包括趨勢項。s的取值代表檢驗方程中包括的滯后階數(shù)，加入滯后項的目的是為了使殘值項為白噪聲。表示一階差分。臨界值中的5%或10%表示顯著性水平。具體檢驗結(jié)果見表 1。表 1 ADF檢驗結(jié)果變量ADF檢驗統(tǒng)計計量臨界值A(chǔ)IC值SC值DW值LnXM5.069190(0,0,1)-1.9592(5%)-0.746523-0.646951.117197LnFDI10.941232(0,0

7、,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%)-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%)1.24

8、40571.3934171.851122LnFDI2-2.170615(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%)-1.161816-0.9629871.817502根據(jù)上表的檢驗結(jié)果，時間序列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

9、序列都是平穩(wěn)的，即LnXM、LnFDI1、LnFDI2、LnEXP、LnIXP是I（1）序列。(三) EG協(xié)整檢驗由于LnXM、LnFDI1、LnFDI2、LnEXP、LnIXP都是一階平穩(wěn)序列，因此可以運用EG檢驗法對LnXM與LnFDI1，LnXM與LnFDI2，LnEXP與LnFDI1，LnIXP與LnFDI1四組變量序列進行協(xié)整檢驗，驗證四組變量之間是否存在長期且穩(wěn)定的均衡關(guān)系。檢驗結(jié)果見表 2。 表 2 E-G協(xié)整檢驗的結(jié)果協(xié)整向量殘差A(yù)DF檢驗統(tǒng)計量臨界值A(chǔ)IC值SC值DW值LnXM，LnFDI1resid01-2.624544(0,0,0)-1.989(5%)1.48961.49

10、951.778699LnXM，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)-1.989(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，估計出的協(xié)整方程如下（其中括號內(nèi)的數(shù)字表示相應(yīng)

11、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個百分點，中美貿(mào)易逆差增加1.41個百分點，美國對華FDI會對擴大中美貿(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

12、地區(qū)對華FDI每增加1個百分點，中美貿(mào)易逆差增加1.42個百分點，其他國家和地區(qū)對華FDI會擴大中美貿(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FDI對中國對美出口的影響系數(shù)為0.95，促進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個百分點，中國對美出口增加0.95個百分

13、點，而中國自美進口只增加0.58個百分點，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中美貿(mào)易失衡的擴大；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，會擴大中美貿(mào)易差額。本文認為：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)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)推進補償投資無疑是一個好的選擇。補償投資由美國

14、經(jīng)濟學(xué)家Jagdish Bhagwati在20世紀80年代提出的，是指當(dāng)一個國家的出口貿(mào)易增長迅猛從而遭致進口國的貿(mào)易保護威脅時，為了化解東道國可能采取的貿(mào)易保護措施，企業(yè)也可以用投資來替代商品貿(mào)易。一個很好的例子是日本在上世紀80年代對美國的投資。在當(dāng)時，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)易保護主義措施的威脅。為了化解這些威脅，日本一方面實施“自動出口限制”，另一方面擴大了對美國的補償投資，并取得了明顯的效果?！笆叽蟆敝赋鲆选耙M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)

15、移到了國外，在價值形式上會比完全的國內(nèi)生產(chǎn)而后出口的產(chǎn)品價值要小，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。同時補償投資一般發(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)易保護威脅，從而促進長期的產(chǎn)品出口，那么補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：【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，2004（1）:33-37.【3】 奚君羊,劉衛(wèi)江.外商直接投資的