中國制造業(yè)對美直接投資的貿易結構效應研究①

江蘇大學財經學院 許晶 陳麗珍

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中國制造業(yè)對美直接投資的貿易結構效應研究①

江蘇大學財經學院 許晶 陳麗珍

摘 要：隨著經濟全球化和貿易投資一體化趨勢的迅猛發(fā) 展，我國制造業(yè)對美直接投資以及與美國制造業(yè)的進出口貿易都得到了不斷增長。本文綜合運用了協整理論和自回歸分布滯后模型等方法，利用2003～2013年間的相關數據，考察了我國制造業(yè)對美直接投資與中美制造業(yè)貿易結構之間的關系。結果表明，我國制造業(yè)對美直接投資與不同要素密集型制造業(yè)貿易的相互關系不盡相同。依據實證分析的結果，本文最后提出了一些促進中國制造業(yè)對美投資的政策建議。

關鍵詞：制造業(yè) 對美直接投資 貿易結構

近年來，中國企業(yè)對美投資快速增長，投資規(guī)模不斷擴大，投資領域逐漸拓寬，方式日趨多元化。根據美國商務部數據，2014年中國對美直接投資總額達到170億美元，年均增長41.5%，增速居全球之首。而對外直接投資作為我國對外貿易結構轉型升級的重要加速器，研究我國制造業(yè)對世界最大經濟體——美國的對外直接投資所產生的貿易結構效應，對于促進中國制造業(yè)高效有序地開展對外投資，優(yōu)化中美制造業(yè)貿易結構，進而實現對外直接投資利用最大化來推動中美兩國的貿易發(fā)展有著重要的理論和現實意義。

1　文獻綜述

關于對外直接投資(OFDI)與貿易關系的研究最先是由Robert.A.Mundell(1957)開展的，他提出貿易壁壘的存在導致了對外直接投資的產生，因此國際貿易與跨國投資之間存在著相互替代的關系。小島清(1977)則將國際直接投資與國際貿易統(tǒng)一于國際分工，建立邊際產業(yè)轉移模型，認為國際貿易與國際直接投資是互補的關系。Markuson和Svensson(1985)則利用要素比例模型揭示了對外投資和貿易只有在貿易要素和非貿易要素呈現合作關系的時候才會存在互補關系。

對外直接投資的貿易效應不僅體現在進出口貿易規(guī)模的變動上，還反映在進出口貿易結構的調整方面，后者對于母國經濟效應的研究更具有重要意義。陳俊聰、黃繁華(2014)運用引力模型研究得出，我國對發(fā)達國家經濟體的直接投資具有較強的出口升級效應，尤其體現在零部件、機械設備等中間產品的出口創(chuàng)造方面。陳愉瑜(2012)通過對7個具體行業(yè)對外直接投資的貿易結構效應進行面板數據分析得出，OFDI流量和存量對進口貿易結構的影響比對出口貿易結構要顯著。王彧琳(2011)對OFDI與進出口商品結構關系進行協整分析，認為對外投資的變化單向影響進口貿易，而與出口貿易之間相互影響。俞毅、萬煉(2009)基于VAR模型研究得出，初級產品、工業(yè)制成品的出口與對外直接投資存在相互替代效應，初級產品、工業(yè)制成品的進口與對外直接投資存在相互補充效應。陳傳興、楊雅婷(2009)認為我國對外直接投資與對外貿易總體呈正相關性，其中采礦業(yè)、批發(fā)零售業(yè)和制造業(yè)的正相關性較大。

綜上所述，現有文獻關于我國制造業(yè)對外直接投資與貿易關系的研究多數是從宏觀層面出發(fā)，缺乏對具體行業(yè)的深入探討。鑒于此，筆者以Krause(1987)的分類方法為基礎，結合我國實際情況將制造業(yè)行業(yè)劃分為勞動密集型、資本密集型、技術密集型三大類，運用2003～2013年的相關數據構建自回歸分布滯后模型來探討我國制造業(yè)對美直接投資和中美制造業(yè)貿易結構之間的關系，并為調整我國制造業(yè)對外直接投資政策提出自己的建議。

2　實證分析

2.1模型設定與數據說明

國內外大量學者的研究表明，對外直接投資與貿易之間存在一個動態(tài)的影響過程，即二者的因果關系不一定就在瞬時發(fā)生，可能存在時間的滯后。因此，筆者選定自回歸分布滯后模型(ADL)來分析我國制造業(yè)對美直接投資與中美制造業(yè)進出口貿易結構之間的動態(tài)關系。自回歸分布滯后模型(ADL)是基于數據的統(tǒng)計性質建立模型，把所有解釋變量及其滯后項添加到一個自回歸中，以探究經濟變量當前的變化是否受到同期和過去時期各種因素甚至自身過去值的影響。ADL的一般形式為：

本文參照北美產業(yè)分類標準(NAICS)對工業(yè)行業(yè)的劃分，將制造業(yè)對美直接投資流量(OFDI)及其一階滯后項、各類制造業(yè)行業(yè)的中美貿易(包括出口EX和進口IM)的一階滯后項作為自變量，貿易作為因變量，進行實證分析，設定的ADL模型為：

其中k取1-3代表行業(yè)類型(1＝勞動密集型、2＝資本密集型、3＝技術密集型)，t代表年份，待估參數β衡量了對外直接投資對進、出口貿易影響的方向和強度。

2.2實證過程

對時間序列的經濟變量進行回歸分析，首先要確保序列的平穩(wěn)性，若時間序列數據表現為非平穩(wěn)，則即使它們之間沒有任何經濟關系，也可能表現出較高的可決系數。其次，利用EG協整檢驗法分析制造業(yè)OFDI和不同制造業(yè)行業(yè)進出口貿易之間是否存在長期穩(wěn)定關系。在此基礎上，運用格蘭杰因果關系檢驗法進一步驗證變量間這種長期關系是否構成因果聯系。本文各步驟的結果均由Eviews8.0軟件運行得出。

2.2.1時間序列的平穩(wěn)性檢驗

為了確保估計結果的有效性，進一步探究制造業(yè)對美直接投資與中美制造業(yè)進出口貿易結構之間的長期關系，首先需要對各變量進行ADF檢驗以考察各序列是否為同階單整，除了lnIM1，其余各變量的水平序列在5%的顯著性水平下，ADF檢驗值均大于臨界值，未能拒絕存在單位根的假設，這表明它們都是非平穩(wěn)的。而對這些變量序列一階差分后，ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕單位根假設，即是平穩(wěn)的。因而可見除lnIM1外的其它變量都為一階單整序列，可以進一步進行協整檢驗和因果檢驗。而經后續(xù)檢驗得出變量lnIM1為二階單整序列，與lnOFDI不同階，這表明制造業(yè)對美直接投資與勞動密集型工業(yè)從美進口之間不可能存在協整關系，即不存在長期穩(wěn)定關系，因此不能進行回歸估計。

表1　格蘭杰檢驗結果

2.2.2協整檢驗

根據協整理論，如果變量間是同階單整的，并且存在協整關系，那么這些時間序列就存在著長期穩(wěn)定的關系。由于缺乏統(tǒng)計數據，無法采用Johansen檢驗法對ADL模型進行協整關系檢驗，因此，本文選擇使用EG檢驗法依次驗證各變量間是否存在協整關系。首先需要對方程(2)和(3)進行OLS回歸，同時用ADF法檢驗各方程的殘差序列是否平穩(wěn)。若回歸殘差序列為平穩(wěn)序列，則表明變量間存在長期穩(wěn)定關系，即協整關系，且回歸方程便是這種長期關系的定量表示。

2.2.3格蘭杰因果檢驗

上述對ADL模型的協整估計結果揭示了各變量的變化受其自身及其他變量過去行為的影響程度，然而，很多經濟變量存在相互影響的關系。因此，為了進一步考察這些變量之間是否構成因果關系，以及這種關系是雙向的還是單向的，本文采用Granger(1969)提出的Granger因果關系檢驗法加以分析。檢驗結果見表1。

3　結語

3.1中國制造業(yè)對美直接投資與不同要素

密集型工業(yè)出口美國具有長期均衡關系，但從進口角度看，只與技術密集型工業(yè)從美國進口存在長期均衡關系。整體來說，我國制造業(yè)對美直接投資對各制造業(yè)行業(yè)出口美國具有推動作用，而對技術密集型工業(yè)從美國進口具有抑制作用。這表明，我國制造業(yè)對美直接投資的發(fā)展有利于改善我國對于美國制造業(yè)的進出口貿易結構。

3.2不同要素密集型行業(yè)之間比較優(yōu)勢、貿易條件、國家政策等方面存在差異

我國制造業(yè)對美直接投資對各行業(yè)的影響不盡相同。根據協整回歸結果分析，我國制造業(yè)對美直接投資對中美制造業(yè)進出口貿易的影響在當期并不顯著，而是具有一定的時滯性。從勞動密集型工業(yè)來看，對美直接投資對其與美國進出口貿易的影響總體都不顯著。

3.3進出口貿易的變動是我國制造業(yè)對美直接投資變化的原因

格蘭杰因果關系檢驗結果顯示，不同制造業(yè)行業(yè)對美進出口對于我國制造業(yè)在美的投資均具有先導效應，即進出口貿易的變動是我國制造業(yè)對美直接投資變化的原因；而制造業(yè)對美直接投資的變動卻不能完全用來解釋不同要素密集型工業(yè)進出口美國的變化。中國高新技術產業(yè)的迅速發(fā)展大大提高了我國制造業(yè)產品的國際競爭力，為我國制造業(yè)企業(yè)走向世界、進行跨國投資提供了必備的基礎。

總的來說，我國制造業(yè)對美直接投資對中美兩國的制造業(yè)貿易的促進作用大于抑制作用。在美國重振制造業(yè)與中國大力發(fā)展戰(zhàn)略性新興產業(yè)的背景下，我國制造業(yè)對美直接投資正面臨著新的機遇和挑戰(zhàn)。因此，我國應繼續(xù)推進“走出去”戰(zhàn)略的實施，利用對美直接投資帶動我國對美國制造業(yè)進出口結構的改善。

參考文獻

[1] 陳俊聰，黃繁華．對外直接投資與貿易結構優(yōu)化[J]．國際貿易問題，2014(3)．

[2] 陳石清．對外直接投資與出口貿易：實證比較研究[J]．財經理論與實踐，2006(1)．

[3] 陳愉瑜．中國對外直接投資的貿易結構效應[J]．統(tǒng)計研究，2012(9)．

基金項目：①本文得到國家科學基金項目（70973045）的資助。

中圖分類號：F752

文獻標識碼：A

文章編號：2096-0298(2016)01(b)-111-03