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1、中国对外直接投资与服务贸易关系实证分析摘 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
2、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
3、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arkusen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,
4、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,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
5、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
6、立。 (三)计量方程分析 1·数据说明对外贸易和投资数据一般于三个权威机构: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X站上的数据,GDP和名义汇率数据来自国家统计局X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
7、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。 LNSX=β0+β1LNCFDIt+β2LNFFDIt+β3D(LNREt)+β4LNGDPt+εt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-,表示中国货物贸易进口;解释变量为
8、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
