中国FDI流入与服务出口贸易的实证研究，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,中国论文,实证研究论文,FDI论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F752.6 文献标识码：A 文章编号：1008-2700(2008)05-0070-05
世界经济结构的不断调整和全球经济一体化进程的加快，使得世界各国的服务贸易得到了迅猛发展，全球贸易结构正逐步向服务贸易倾斜。在这种大背景下，中国服务贸易也得到了快速发展。自改革开放以来，对外贸易规模不断扩大，国际地位不断上升。1985年服务贸易进出口额为55.79亿美元，2003年突破1000亿美元，2006年达到1917.5亿美元。1985年到2006年间，中国服务贸易产品的总额年均增长到18.24%，出口年均增长17.21%，进口年均增长19.30%。一方面，虽然中国出口贸易得到迅速发展，但进口的增速高于出口的增速以及我服务贸易连续9年呈现逆差的事实，说明中国服务贸易国际竞争力还比较低。另一方面，随着改革开放的深化和入世承诺的逐步履行，中国服务业自由化进程加速已成为FDI新增长点。现在的问题是，中国服务业FDI流入与中国服务出口贸易是否存在着一定的内在关系？如果存在，对服务业FDI流入和服务出口贸易发展的关系做出深入分析，将对中国指定服务业开放政策，特别是引进FDI的政策调整，以促进服务业的发展和服务贸易国际竞争力的提高具有十分重要的意义。
一、文献综述
关于利用FDI与出口贸易之间的关系，国内外学者都作出了大量、广泛的定量研究。例如，Hein(1992)[1]通过对拉美及东亚各国数据的分析研究后认为，那些成功实施了促进出口政策的国家吸引了大量FDI，但出口的扩张在时序上要先于FDI的增长。Lucas(1993)以一些东南亚国家为研究对象，研究了利用FDI与出口之间的关系，也得出了与Hein相似的结论，其研究结果表明出口规模的扩张吸引了FDI的进入。而Bayonmi & Lipworth(1995)[2]、Muchielli & Chedor(1999)[3]等的研究结论则与上述结果恰恰相反，他们的研究认为是FDI的增长导致一国出口规模的增加，即FDI的增长在前，出口规模的扩张在后。其研究指出对发展中国家进行的FDI，拥有东道国国内企业所不具备的国际市场经验、知识，更完善的国际销售网络、更先进的技术及管理等，因此FDI可以大大提高一国出口竞争力。
国内研究有关FDI与出口贸易之间关系的文献也相当丰富。戴金平和冯蕾[4]选取1985～2002年的各省数据，利用分布滞后模型，从FDI的来源、外资规模、外资企业出口数量、外商投资的产业结构、科技人员数量和投入研发比重六个方面考察了FDI与出口贸易之间的关系，揭示了FDI对中国出口贸易促进作用因地而异的原因。杨丹辉(2004)[5]从外商投资对中国出口总量扩张、结构调整以及出口竞争优势三方面的影响考察了FDI与出口贸易之间的关系，指出虽然FDI并未彻底扭转中国工业品出口低水平扩张的局面，而且在部分行业，随着外商投资企业出口的增加，内资企业在国际市场上的出口竞争力还出现了不同程度的弱化，但是从总体上来看，FDI对中国出口贸易仍然起着积极的促进作用。这些研究都有一个共同的结论，那就是FDI流入与出口贸易之间存在相关关系。
但同时许多研究结论却又表明东道国利用FDI与其出口贸易之间的关系是难以确定的。Jun和Singh(1996)对30个发展中国家中影响FDI的因素进行研究，并没有发现FDI与出口贸易间存在相关关系。如在对1969年到1993年的FDI与出口的实证研究后发现，仅泰国、厄瓜多尔、葡萄牙、希腊等4国出口贸易对FDI具有吸引作用，而只有新加坡利用FDI对本国出口贸易具有明显促进作用，被研究的哥伦比亚、哥斯达黎加、埃及、马来西亚、墨西哥、尼日利亚等6个国家利用FDI与出口贸易间没有显著相关性。Dunning(1998)从研究FDI的动机出发，认为在不同的FDI和贸易动机下，FDI与贸易的关系也是不同的。Cray(1998)进一步指出，市场寻求型FDI会替代贸易，而生产效率寻求型FDI会促进贸易。
通过以上对现有研究文献的回顾，我们不难看出，已有的研究虽然具有很强的借鉴和启发作用，但这些结论是模糊和不具说服力的。况且，目前还没有从实证角度对中国服务业利用FDI与服务出口贸易相关性进行深入分析，因此，本文试图在这一方面作出探讨。
二、实证分析
（一）数据的选取
由于相对于货物贸易而言，中国服务贸易发展较为滞后，加之统计数据缺乏，所以本文选取的样本数据设定在1987～2006年。本文选取各年份《国际收支平衡表》、《中国统计年鉴》统计数据以及世界贸易组织(WTO)和联合国贸易与发展会议(UNCTAD)网上公布的数据进行整理计算，如表1。然后对中国服务业FDI流入额与服务出口贸易额等时间序列进行经济计量分析。
（二）时间序列的平稳性ADF检验
C.J.Granger和Newbold通过多次模拟分析，发现非平稳的时间序列变量之间经常发生伪回归现象而造成所得结论失效的不良结果，因此，对经济变量的时间序列进行传统的最小二乘法回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性，只有平稳的时间序列数据才能进行回归分析。若时间序列数据非平稳且同阶单整，可以进一步进行协整性检验，以确定时间序列变量之间是否存在某种长期稳定的关系。在此，对序列平稳性采用ADF(Augment Dickey-Fuller)检验，其结果见表2。为了便于分析，在检验的过程中对原序列取了对数，取对数后将更容易得到平稳数据，且不会改变原序列的性质和相互关系。
由表2可知，LnEX和LnFDI在5%的显著性水平下都没有通过平稳性检验，而其一阶差分后两变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整，因此可以进一步检验两变量之间的协整关系。
（三）协整性检验
根据协整理论，如果两个序列满足单整阶数相同且之间存在协整关系，则这两个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，从而可以有效避免伪回归问题。因此，对于经过平稳性检验后验明为同阶单整的序列来说，要进行协整性检验，分析它们之间的协整关系。本文采用Johansen(1988)与Juselius(1990)提出的一种基于向量自回归VAR(vector auto-regression)的并且后来以Johansen名字命名的Johansen协整检验方法。
利用Eviews 3.1软件包对LnEX和LnFDI的协整关系进行检验的结果见表3。在确定协整检验形式时是以赤池信息准则AIC(Akaike Information Criterion)和施瓦兹准则SC(Schwarz Criterion)最小化为标准，滞后阶数为2阶。由表3可以看出，在5%的显著性水平上，因为迹统计量（似然比统计量）的值16.10259＞15.39而0.362875＜0.369，所以LnEX和LnFDI之间存在一个协整关系，LnEX和LnFDI之间存在某种长期均衡关系。据此，在这里仅先设定协整回归模型为：
具体的回归方程将同误差修正方程一同给出，以使得协整回归方程与误差修正方程同时达到最佳回归。当期LnEX和LnFDI处于均衡状态时，ecm=0；LnEX和LnFDI处于非均衡状态时，ecm≠0，后期将予以调整，使之趋于均衡。
（四）误差修正模型(ECM)
误差修正模型(error correction model)是一种具有特定形式的计量经济模型，它的主要形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo(1978)提出的，称为DHSY模型。虽然是先有误差修正模型，然后才用协整理论去解释误差修正模型，但是，现在误差修正模型已经成为协整分析的一个延伸。协整反映的是变量间的长期均衡关系，如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象（计量表现为一定的误差），则必然会通过对误差的修正使得变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。由协整检验可知，中国服务业引进的外商直接投资与服务出口贸易之间存在协整关系，则一定存在描述受对外出口影响的对外直接投资由短期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。考虑到被解释变量的短期波动除了受误差修正项的影响外，还受到解释变量短期波动以及各变量滞后变化的影响，所以模型设定为：
（五）Granger非因果关系检验
回归模型拟合程度高，并不能说明回归解释变量与被解释变量之间存在因果关系的可能性就大，充其量只能说明二者之间的依存性较好。经济研究的一个重要目标就是确定经济变量之间的因果关系。C.W.J.Granger(1969)对变量之间的因果关系做了定义，并就这种因果关系的存在性提出了检验方法，即Granger非因果关系检验(Granger no-causality test)。此处利用此种检验方法就中国服务业FDI流入额和服务出口贸易额之间的因果关系进行检验。由于Granger的检验结果对滞后长度的变化比较敏感，即滞后长度选择的不同可能会得到不一致的结果。因此，在检验的过程中应选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。此处检验选取了3个滞后期，检验结果如表4所示。由表4可以看出，检验结果较为一致，中国服务业引进FDI是服务出口贸易变化的原因。
三、结论及启示
通过上文的实证检验，可以得出如下结论是：中国服务业FDI流入额是服务出口贸易变化的原因，FDI的流入促进了服务出口贸易的发展，服务业引进FDI与服务出口贸易之间存在着长期均衡的关系。这一结论也是符合K.Kojima(1997)模型的。日本经济学家小岛清(K.Kojima)将国际贸易与国际直接投资统一于国际分工，提出了国际直接投资与国际贸易互补效应的小岛清模型。小岛清认为国际直接投资是资金、技术以及管理经验等的综合体转移，通过改变东道国的生产函数等，可以促进贸易的发展。事实上，从20世纪80年代以来，随着中国利用外资水平的不断提高，中国的服务贸易发展十分迅速。FDI流入是中国服务贸易出口变化的原因，很可能是因为FDI流入改善了中国的资本质量，带来了先进的技术和管理经验，同时外资流入对中国服务部门产生了竞争和示范效应，有力地提高了中国服务部门的供给能力和出口竞争力。
现在的问题是，得出这样的结论有何意义？正如本文一开始所提出，对服务业FDI流入和服务出口贸易发展的关系做出深入分析，目的在于对中国制定服务业开放政策，特别是引进FDI政策调整，以促进中国服务业的发展和服务贸易国际竞争力的提高。因此，根据以上所得的结论，我们可以就服务业进一步利用FDI以提升中国服务贸易竞争力问题，我们至少可以得到以下两点启示。
1.加大服务业开放力度，正确处理开放与保护的关系。
加大开放的力度可以进一步吸引FDI流入，从而可以扩大中国的服务出口贸易，提升服务贸易竞争力。但是在加大服务业对外开放力度的同时，又需处理好服务业合理开放和适度保护的关系，既要巧妙利用FDI促进中国服务业的发展以及服务贸易竞争力的提高，又要有选择地保护中国民族服务业。在合理开放方面，第一，要依据市场准入原则，逐步提高服务市场准入程度。加快垄断行业管理体制的改革，放宽部分行业市场准入的资质条件，鼓励非国有经济在更广泛的领域参与服务业发展；第二，依据国民待遇原则，建立公平竞争市场环境。在适度保护方面，由于中国服务业发展水平十分低下，竞争力较为薄弱，因而在服务业市场开放问题上，应充分利用WTO中的一般和特殊例外条款，如《GATS》中“例外条款”、“逐步自由化原则”以及“保障条款”等，对中国服务业市场实行适度的保护政策。
2.正确引导外资投向，优化服务业产业结构。
合理的产业结构是国民经济持续稳定协调发展的必要保证。目前，在中国服务业外资主要投向房地产业、批发和零售业，而对于当前中国经济发展急需的高新行业和资金短缺行业，如交通运输、电信通讯、地质勘探、科技服务、教育文化等行业，外资所占比重很低。中国必须要正确引导外资投向，为调整产业结构服务。这就要求我们必须审时度势根据中国经济发展状况，在现有开放基础上，对外资政策做相应调整，逐步放宽对某些服务行业的过多投资限制，使更多的外商能够投资于该行业，进而优化服务业内部产业结构。为此，需做到以下两点：首先，依据国家产业政策，加强对外资流向的宏观调控。其次，通过制定一些具体的投资鼓励措施，加强对外商投资的产业引导。对于符合中国引进外资重点、有利于产业结构优化的投资项目，如高新技术产业、基础产业和配套产业，我们应当在税收、金融等方面给予一系列优惠待遇，并制定出详细具体的政策措施以保证其落实。
收稿日期：2008-05-26