中國服務貿易對外直接投資關系實證范文

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長期以來,服務貿易滯后于商品貿易,其對于經濟發展的作用一直被忽視。因此,傳統貿易理論主要以商品貿易為研究對象,而沒有對服務貿易進行論述。服務貿易理論主要是在傳統貿易理論的框架下對服務貿易進行修正,在此基礎上對服務貿易進行解釋的。

JamesRMelmin認為,服務出口國在商品貿易上出現逆差,反映了服務部門的比較優勢,商品貿易順差國在服務貿易上出現逆差反映了該國在商品貿易的比較優勢,也即商品貿易和服務貿易的互補性是由一國經濟結構和比較優勢決定的。[1]筆者從實用的角度出發,用貨物貿易與外國直接投資的關系來代替服務貿易與外國直接投資的關系。

一、相關研究回顧理論模型用于分析跨國公司對外投資決策的時候通常假設公司與東道國開展貿易或在東道國生產之間進行選擇。

在Heckscher-Ohlin要素流動一般均衡標準模型下,Mundell認為,外國直接投資與貿易可能存在替代關系。[2]然而,Markusen和Wong在放松Heckscher-Ohlin假設下發現,大量的理論可以證實互補關系的存在。[3]Buckley和Cas-son認為,由于較高運輸成本和關稅,與國外生產相比,進出口必然引致較高的單位成本,但是國外生產涉及較高的固定營運成本(如建立新的廠房)。這意味著:在較低銷售水平下,公司將會以進出口來規避較高的與生產相關的固定成本;反之,在較高銷售水平下,廠商將轉向在國外生產。[4]Markusen認為,公司特定資產可能導致公司在國外建廠生產而非依靠進出口。

對單一公司層面投資來說,公司特定資產具有公共產品的特性,因為它可以被多個子公司所利用。因此,公司傾向于在多個市場建立子公司生產,而非建立單一廠商進行生產并進出口到多個市場。[5]同時,理論模型也證明了進出口與國外生產之間存在互補關系。Lipsey和Weiss[6],Rugman[7]認為,在外國建廠并在外國市場上銷售一種產品可能會通過下列渠道來增加對該廠商總的需求:(1)重大銷售條款和售后服務;(2)對消費者市場承諾效應;(3)更快更有效地交付和分銷。如此,通過促進在該國生產產品的進出口,國外生產和一種產品的銷售總能創造Brainard所說的“近鄰優勢”(proximityadvantages)。[8][9]垂直生產關系是另外一種可以導致互補的模式。廠商投資可能會增加中間投入進出口到東道國。如Swenson發現,日本轉移到美國的汽車制造商從日本進口大量的部件,減少了投資美國與進口投入之間的替代。[10]對應上述觀點的實證文獻很多。

首先,大量研究檢驗的是內生偏誤是否會導致強的互補結果。當估計分支機構的銷售與國家層面貿易數據關系時,Grubert和Mutti試圖控制內生偏誤[11],而Head和Ries用日本樣本控制的是內生性。[12]Gru-bert和Mutti對分支機構銷售檢驗后發現分支機構銷售與進出口之間存在不顯著的互補關系。[13]其次,大量研究也顯示垂直關系可以導致公司層面的互補性。Lipsey和Weiss使用公司內部中間產品對最終產品的信息進行了分析。[14]Yamawaki也使用了公司層面的數據檢驗了另一種垂直關系:日本投資在美國的批發分銷FDI對日本進出口到美國的分銷產品效應,并發現了強的互補關系。[15]國內學者最早研究中國對外貿易和外商直接投資二者關系是從1999年開始,主要集中在兩個方面①:一是對西方學者關于該主體的相關文獻介紹,主要內容已在前面文獻綜述中說明;二是對中國對外貿易與外商直接投資關系的實證分析,更強調外商直接投資對中國對外貿易的作用。

普遍認為,中國利用外商直接投資促進了對外貿易總量的擴大。

二、實證分析

(一)單位根檢驗為消除異方差,通常對變量取對數值。

LNSX代表服務貿易進口的對數值,LNSM代表服務貿易進口的對數值,LNRE是名義匯率的的對數值,D(LNRE)代表名義匯率對數的一階差分值,LNGDP代表GDP的對數值。文章所采用的是擴展的迪克-弗勒(ADF)單位根檢驗,結果如表1所示。LNSX,LNSM,LNCFDI,LNFFDI,LNGDP都是水平值平穩的,所以不需要檢驗變量之間的協整關系。雖然LNRE一階差分平穩,但是LNRE不是主要回歸變量。

(二)因果檢驗表2表明,中國服務貿易出口是中國對外國直接投資的格蘭杰原因,而不是中國服務貿易出口的格蘭杰原因;中國服務貿易進口是中國對外國直接投資的格蘭杰原因,而中國對外國直接投資不是中國服務貿易進口的格蘭杰原因。這種現象可用烏普薩拉理論來解釋。

表2格蘭杰因果檢驗因果關系方向滯后階數F-統計量P-統計量因果關系LNSX→LNCFDI23·114800·07390存在*LNCFDI→LNSX21·003230·39001不存在LNSM→LNCFDI23·028700·07855存在*LNCFDI→LNSM20·739910·49379不存在

注:→表示因果關系方向,表示原假設為前一變量是后一變量的格蘭杰原因;P-表示檢驗概率值,若P<0·05,表示因果關系在5%的顯著水平下成立;*,**,***分別表示格蘭杰因果關系在10%,5%和1%的顯著水平下成立。

(三)計量方程分析

1·數據說明對外貿易和投資數據一般來源于三個權威機構:原經貿部(商務部)、國家外匯管理局的統計數據和聯合國貿發會議(UNCTAD)歷年公布的《世界投資報告》。

文章對外貿易和投資數據都來自國家外匯管理局網站上的數據,GDP和名義匯率數據來自國家統計局網站,GDP用名義匯率折算為美元。需要說明的是,2003年中國的外國直接凈投資為負值,但是投入投資流量是正的,所以采取了平均值的辦法,用1985年~2006年的平均數據來代替2003年的凈流量。

2·計量模型的設置

(1)中國對外國直接投資對服務貿易出口的影響被解釋變量為LNSX,表示中國貨物貿易出口的對數值;解釋變量為LNCFDI,表示中國對外國的投資的對數值。其系數如果為正,則表明服務貿易與中國對外國直接投資是替代關系;反之,如果其系數為負,則表明二者是合作關系,即互補。控制變量分析為FFDI,RE,GDP,分別表示中國吸收的外國直接投資、名義匯率和中國國內生產總值。

中國對外國直接投資對服務貿易出口的回歸結果如表3中第三欄所示。可以看出,模型的D-W值為2·7930,不存在自相關;R2等于0·9843,說明在1985年~2006年間,中國對外服務貿易的出口變化的98·43%可由中國對外國直接投資、中國吸收外國直接投資、名義匯率和國內生產總值來解釋。但是主要解釋變量LNSX的系數是不顯著的,且為一個極小的負值。這個結果說明,中國對外國直接投資對中國服務貿易出口存在替代效應。這一現象背后的原因可能是:一方面,中國對外國投資規模小,其平均規模只有中國服務貿易出口平均規模的七分之一,在數量上不足以對中國服務貿易出口產生顯著的替代效應或互補效應;另一方面,中國對外國直接投資的商務投資是市場導向型的。

(2)中國對外國直接投資對服務貿易進口的影響被解釋變量為LNSM,表示中國貨物貿易進口;解釋變量為LNCFDI,表示中國對外國的投資。

其系數如果為正,則表明服務貿易與中國對外國直接投資是替代關系;反之,如果其系數為負,則表明二者是合作關系。控制變量分析為LNFFDI,D(LNRE),LNGDP,分別表示中國吸收的外國直接投資的對數、名義匯率對數的一階差分和中國國內生產總值對數。

中國對外國直接投資對服務貿易出口的回歸結果如表3第三欄所示。可以看出,模型的D-W值為2·3886,不存在自相關;R2等于0·9866,說明在1985年~2006年間,中國對外服務貿易的進口變化的98·66%可由中國對外國直接投資、中國吸收外國直接投資、名義匯率和國內生產總值來解釋。但是中國對外國直接投資對服務貿易進口的系數是負的,且不顯著。這表明,中國對外國直接投資與服務貿易之間存在替代關系。這種替代關系可以從以下兩個方面說明:一方面,中國對外國直接投資的比重相對于同期服務貿易進口的平均規模小,只有服務貿易進口的八分之一,還不足以對服務貿易出口帶來顯著的變化;另一方面,隨著中國服務業競爭力的逐步提高,尤其是現代服務業的逐步改善,根據Dunning的對外直接投資理論,中國“走出去”的行業具有壟斷優勢、所有權優勢和區位優勢。[16]

三、結論

從實證分析結果來看,中國對外國直接投資對中國服務貿易的影響是替代型的,且不顯著。

究其原因,除了中國對外國直接投資規模小于服務貿易,還與中國對外國直接投資的行業分布和投資動機密切相關,同時,也與中國服務行業競爭優勢的改善密切相關。未來,隨著中國第三產業結構的調整和高度化,中國服務貿易結構將不斷改善,從傳統的勞動力密集型和資本密集型為主轉向以人力資本為主的服務貿易,與之相應,中國對外直接投資中的服務貿易結構也將會有大的改善。

摘要:從實際出發,中國對外直接投資和服務貿易可能存在替代或互補關系。實證分析發現,現階段,中國對外直接投資和服務貿易的特點決定兩者之間的關系是替代的,這不僅表現為中國對外直接投資與中國服務貿易出口是替代關系,而且也表現為中國對外直接投資與中國服務貿易進口是替代關系。

這種替代關系是不顯著的,這與兩者之間規模相差過大直接相關。中國對外直接投資相當部分投資于商務服務,而且與貨物貿易的區域分布高度相關,這決定了中國相當部分的對外直接投資是市場導向型。同時,隨著中國第三產業競爭力的改善,服務貿易對外直接投資將會增加。中國對外直接投資和服務貿易可能會互補。

關鍵詞:對外直接投資;服務貿易;實證分析