中国服务贸易对外直接投资关系实证范文

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长期以来,服务贸易滞后于商品贸易,其对于经济发展的作用一直被忽视。因此,传统贸易理论主要以商品贸易为研究对象,而没有对服务贸易进行论述。服务贸易理论主要是在传统贸易理论的框架下对服务贸易进行修正,在此基础上对服务贸易进行解释的。

JamesRMelmin认为,服务出口国在商品贸易上出现逆差,反映了服务部门的比较优势,商品贸易顺差国在服务贸易上出现逆差反映了该国在商品贸易的比较优势,也即商品贸易和服务贸易的互补性是由一国经济结构和比较优势决定的。[1]笔者从实用的角度出发,用货物贸易与外国直接投资的关系来代替服务贸易与外国直接投资的关系。

一、相关研究回顾理论模型用于分析跨国公司对外投资决策的时候通常假设公司与东道国开展贸易或在东道国生产之间进行选择。

在Heckscher-Ohlin要素流动一般均衡标准模型下,Mundell认为,外国直接投资与贸易可能存在替代关系。[2]然而,Markusen和Wong在放松Heckscher-Ohlin假设下发现,大量的理论可以证实互补关系的存在。[3]Buckley和Cas-son认为,由于较高运输成本和关税,与国外生产相比,进出口必然引致较高的单位成本,但是国外生产涉及较高的固定营运成本(如建立新的厂房)。这意味着:在较低销售水平下,公司将会以进出口来规避较高的与生产相关的固定成本;反之,在较高销售水平下,厂商将转向在国外生产。[4]Markusen认为,公司特定资产可能导致公司在国外建厂生产而非依靠进出口。

对单一公司层面投资来说,公司特定资产具有公共产品的特性,因为它可以被多个子公司所利用。因此,公司倾向于在多个市场建立子公司生产,而非建立单一厂商进行生产并进出口到多个市场。[5]同时,理论模型也证明了进出口与国外生产之间存在互补关系。Lipsey和Weiss[6],Rugman[7]认为,在外国建厂并在外国市场上销售一种产品可能会通过下列渠道来增加对该厂商总的需求:(1)重大销售条款和售后服务;(2)对消费者市场承诺效应;(3)更快更有效地交付和分销。如此,通过促进在该国生产产品的进出口,国外生产和一种产品的销售总能创造Brainard所说的“近邻优势”(proximityadvantages)。[8][9]垂直生产关系是另外一种可以导致互补的模式。厂商投资可能会增加中间投入进出口到东道国。如Swenson发现,日本转移到美国的汽车制造商从日本进口大量的部件,减少了投资美国与进口投入之间的替代。[10]对应上述观点的实证文献很多。

首先,大量研究检验的是内生偏误是否会导致强的互补结果。当估计分支机构的销售与国家层面贸易数据关系时,Grubert和Mutti试图控制内生偏误[11],而Head和Ries用日本样本控制的是内生性。[12]Gru-bert和Mutti对分支机构销售检验后发现分支机构销售与进出口之间存在不显著的互补关系。[13]其次,大量研究也显示垂直关系可以导致公司层面的互补性。Lipsey和Weiss使用公司内部中间产品对最终产品的信息进行了分析。[14]Yamawaki也使用了公司层面的数据检验了另一种垂直关系:日本投资在美国的批发分销FDI对日本进出口到美国的分销产品效应,并发现了强的互补关系。[15]国内学者最早研究中国对外贸易和外商直接投资二者关系是从1999年开始,主要集中在两个方面①:一是对西方学者关于该主体的相关文献介绍,主要内容已在前面文献综述中说明;二是对中国对外贸易与外商直接投资关系的实证分析,更强调外商直接投资对中国对外贸易的作用。

普遍认为,中国利用外商直接投资促进了对外贸易总量的扩大。

二、实证分析

(一)单位根检验为消除异方差,通常对变量取对数值。

LNSX代表服务贸易进口的对数值,LNSM代表服务贸易进口的对数值,LNRE是名义汇率的的对数值,D(LNRE)代表名义汇率对数的一阶差分值,LNGDP代表GDP的对数值。文章所采用的是扩展的迪克-弗勒(ADF)单位根检验,结果如表1所示。LNSX,LNSM,LNCFDI,LNFFDI,LNGDP都是水平值平稳的,所以不需要检验变量之间的协整关系。虽然LNRE一阶差分平稳,但是LNRE不是主要回归变量。

(二)因果检验表2表明,中国服务贸易出口是中国对外国直接投资的格兰杰原因,而不是中国服务贸易出口的格兰杰原因;中国服务贸易进口是中国对外国直接投资的格兰杰原因,而中国对外国直接投资不是中国服务贸易进口的格兰杰原因。这种现象可用乌普萨拉理论来解释。

表2格兰杰因果检验因果关系方向滞后阶数F-统计量P-统计量因果关系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:→表示因果关系方向,表示原假设为前一变量是后一变量的格兰杰原因;P-表示检验概率值,若P<0·05,表示因果关系在5%的显著水平下成立;*,**,***分别表示格兰杰因果关系在10%,5%和1%的显著水平下成立。

(三)计量方程分析

1·数据说明对外贸易和投资数据一般来源于三个权威机构:原经贸部(商务部)、国家外汇管理局的统计数据和联合国贸发会议(UNCTAD)历年公布的《世界投资报告》。

文章对外贸易和投资数据都来自国家外汇管理局网站上的数据,GDP和名义汇率数据来自国家统计局网站,GDP用名义汇率折算为美元。需要说明的是,2003年中国的外国直接净投资为负值,但是投入投资流量是正的,所以采取了平均值的办法,用1985年~2006年的平均数据来代替2003年的净流量。

2·计量模型的设置

(1)中国对外国直接投资对服务贸易出口的影响被解释变量为LNSX,表示中国货物贸易出口的对数值;解释变量为LNCFDI,表示中国对外国的投资的对数值。其系数如果为正,则表明服务贸易与中国对外国直接投资是替代关系;反之,如果其系数为负,则表明二者是合作关系,即互补。控制变量分析为FFDI,RE,GDP,分别表示中国吸收的外国直接投资、名义汇率和中国国内生产总值。

中国对外国直接投资对服务贸易出口的回归结果如表3中第三栏所示。可以看出,模型的D-W值为2·7930,不存在自相关;R2等于0·9843,说明在1985年~2006年间,中国对外服务贸易的出口变化的98·43%可由中国对外国直接投资、中国吸收外国直接投资、名义汇率和国内生产总值来解释。但是主要解释变量LNSX的系数是不显著的,且为一个极小的负值。这个结果说明,中国对外国直接投资对中国服务贸易出口存在替代效应。这一现象背后的原因可能是:一方面,中国对外国投资规模小,其平均规模只有中国服务贸易出口平均规模的七分之一,在数量上不足以对中国服务贸易出口产生显著的替代效应或互补效应;另一方面,中国对外国直接投资的商务投资是市场导向型的。

(2)中国对外国直接投资对服务贸易进口的影响被解释变量为LNSM,表示中国货物贸易进口;解释变量为LNCFDI,表示中国对外国的投资。

其系数如果为正,则表明服务贸易与中国对外国直接投资是替代关系;反之,如果其系数为负,则表明二者是合作关系。控制变量分析为LNFFDI,D(LNRE),LNGDP,分别表示中国吸收的外国直接投资的对数、名义汇率对数的一阶差分和中国国内生产总值对数。

中国对外国直接投资对服务贸易出口的回归结果如表3第三栏所示。可以看出,模型的D-W值为2·3886,不存在自相关;R2等于0·9866,说明在1985年~2006年间,中国对外服务贸易的进口变化的98·66%可由中国对外国直接投资、中国吸收外国直接投资、名义汇率和国内生产总值来解释。但是中国对外国直接投资对服务贸易进口的系数是负的,且不显著。这表明,中国对外国直接投资与服务贸易之间存在替代关系。这种替代关系可以从以下两个方面说明:一方面,中国对外国直接投资的比重相对于同期服务贸易进口的平均规模小,只有服务贸易进口的八分之一,还不足以对服务贸易出口带来显著的变化;另一方面,随着中国服务业竞争力的逐步提高,尤其是现代服务业的逐步改善,根据Dunning的对外直接投资理论,中国“走出去”的行业具有垄断优势、所有权优势和区位优势。[16]

三、结论

从实证分析结果来看,中国对外国直接投资对中国服务贸易的影响是替代型的,且不显著。

究其原因,除了中国对外国直接投资规模小于服务贸易,还与中国对外国直接投资的行业分布和投资动机密切相关,同时,也与中国服务行业竞争优势的改善密切相关。未来,随着中国第三产业结构的调整和高度化,中国服务贸易结构将不断改善,从传统的劳动力密集型和资本密集型为主转向以人力资本为主的服务贸易,与之相应,中国对外直接投资中的服务贸易结构也将会有大的改善。

摘要:从实际出发,中国对外直接投资和服务贸易可能存在替代或互补关系。实证分析发现,现阶段,中国对外直接投资和服务贸易的特点决定两者之间的关系是替代的,这不仅表现为中国对外直接投资与中国服务贸易出口是替代关系,而且也表现为中国对外直接投资与中国服务贸易进口是替代关系。

这种替代关系是不显著的,这与两者之间规模相差过大直接相关。中国对外直接投资相当部分投资于商务服务,而且与货物贸易的区域分布高度相关,这决定了中国相当部分的对外直接投资是市场导向型。同时,随着中国第三产业竞争力的改善,服务贸易对外直接投资将会增加。中国对外直接投资和服务贸易可能会互补。

关键词:对外直接投资;服务贸易;实证分析