美国的直接投资对中美贸易影响的协整分析，本文主要内容关键词为：中美论文,美国论文,直接投资论文,贸易论文，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。
一、引言
自90年代以来，随着中国对外开放的深化，中国经济与世界各国的经济联系日趋紧密，受世界经济波动的影响已越来越大，特别是受到一些主要发达国家经济波动的影响。美国是当今世界经济发展的主要引擎，其经济波动通过对外直接投资与进出口贸易等经济渠道影响着我国经济的发展。
近年来中美贸易保持稳定增长，据美国商务部统计，2004年，美国与中国货物贸易总额达2314亿美元，中国成为仅次于加拿大、墨西哥的美国第三大贸易伙伴，中国出口到美国的货物总额为1967亿美元，占美国进口的13.4%，而中国从美国进口以货物总额347亿美元成为美国的第五大出口国。同时据中国海关统计，美国成为了继欧盟之后的中国第二大贸易伙伴，中国最大的贸易国。但自1993年以来至今，中国对美国的出口速度增长一直快于中国从美国的进口，中国对美国一直是顺差，中美贸易不平衡具有扩大的趋势，甚至引起了美国一些人的恐慌，因此双边贸易摩擦不断，“中国制造”产品在美国频频受阻。
本文试图通过协整理论来分析美国对中国直接投资与中美进出口贸易之间的关系，从而比较美国的直接投资对美国从中国的进口与出口影响的大小，进而提出一些政策建议。因为美国对中国的直接投资在一定程度上会影响美国对中国的进出口，美国对华投资常常会伴随着生产设备，原材料的进口和成品的出口。
二、美国对中国的直接投资与中美进出口贸易的协整分析
对于涉及时间序列的回归，若变量的数据生产过程是一个非平稳过程，就可能会引起谬误回归，这种回归的结果从表面上看虽然令人满意，但进一步检查确是可疑的，只有平稳的时间序列进行0LS估计的结果才是可信的。[1]而美国对中国的直接投资与中美进出口贸易的时间序列都表现出了一种强劲的增势，如果直接对其作回归分析，就很难判断它们之间的关系究竟是真实的回归还是谬误回归。以均衡分析为背景的协整理论就可以克服变量的非平稳性，对非平稳的变量进行研究，分析变量之间的长期关系。
协整是指如果两个或两个以上同阶单整的非平稳时间序列的线性组合是平稳时间序列，则这些变量之间的关系就是协整的。[2]检验协整关系的第一步就是考察每个变量单整的阶数。如果两个变量是平稳的时间序列，就不必再作进一步的检验，因为平稳时间序列满足古典线性回归模型的要求，可以直接用最小二乘估计参数，如果不是同阶单整的，则认为两个变量之间不存在长期均衡关系即协整关系。
（一）平稳性检验[3]
现在笔者所使用的数据为1990年到2003年的年度数据，包括美国对我国的直接投资与中美进出口，（美国对我国的直接投资数据来自于2004年中国统计年鉴，中美进出口来自于2005年美国总统报告美方统计）IM表示中国对美国的进口，EX表示中国对美国的出口，FDI表示美国对中国的直接投资。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整分析，同时为了消除异方差，对这三个时间变量取对数分别记作：LIM，IEX，LFDI。下面我们利用协整理论来分析这三者之间的关系，首先采用计量软件为Eviews4.0进行单位根检验。若ADF绝对值大于临界值的绝对值，则拒绝零假设，说明y[，t]是平稳的，不存在单位根；若ADF的绝对值小于临界值的绝对值，则接受零假设，说明y[，t]是不平稳的，存在单位根。
时间序列LIM、LEX、LFDI的平稳性检验结果如下表：
变量 ADF值
临界值检验形式 结论
LIM-2.144426 -4.9893
(c，t，1)
不平稳
LEX-3.052985 -4.9893
(c，t，1)
不平稳
LFDI
-2.371007 -4.9893
(c，t，1)
不平稳
ΔLIM -1.845269 -5.1152
(c，t，1)
不平稳
ΔLEX -2.408260 -5.1152
(c，t，1)
不平稳
ΔLFDI -4.588489 -5.1152
(c，t，1)
不平稳
Δ[2]LIM
-2.677887 -1.9791
(0，0，1)平稳
Δ[2]LEX
-5.800311 -5.2735
(c，t，1)平稳
Δ[2]FDI
-8.983387 -5.2735
(c，t，1)平稳
注：(1)检验形式中的c和t表示带有常数项和趋势项，k表示滞后阶数，滞后阶数的选择根据AIC值最小原则确定；(2)ADF检验的临界值来自EVIEWS4.0；(3)Δ、Δ[2]分别表示变量序列的一阶、二阶差分；(4)Δ[2]LIM的临界值取显著水平为5%的临界值，其他的都为1%的临界值。
由检验结果知三个时间序列都是非平稳的，但经过二次差分之后都变得平稳了，也就是LIM，LEX，LFDI都是二阶单整序列，它们之间可能存在某种稳定的关系。
（二）对LEX，LFDI作协整检验[3]
1.现在我们采取的是序列有均值和线性趋势项，协整方程有截距项和线性趋势项的分析方式对LEX，LFDI作协整检验得：
特征值
迹统计量 5%的临界值
1%的临界值
零假设
0.848694 31.50301 25.32
30.45 None[**]
0.521357 8.841591 12.25
16.26 At most 1
以检验水平为5%判断，因为迹统计量31.5＞30.45，8.84＜12.25，小于显著水平为5%的临界值，说明LZEX和LZGDP之间存在一个协整关系。估计出的协整关系式为：
EC=LEX-0.620204LFDI-0.092504@TREND(91)-2.901382 (1)
(0.08874)(0.01065)
式(1)所列协整系数下面括号内数字为回归系数标准差，@TREND(91)表示时间趋势变量1991年为0，对EC进行单位根检验的结果表明，序列EC已是平稳序列，式(1)也反映了两个时间序列之间的某种长期均衡关系。而且由这个关系式我们可知，美国对中国的直接投资每增加1%，能够促进中国对美国出口增加0.62%。
2.误差修正模型(ECM)的确定[3]
协整关系另一种等价表达形式就是误差修正模型(ECM)，它是建立在协整基础上的VAR模型，是由Engle和Granger在1987年提出的，是用于得到因变量调整的一种方法。从短期看，被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的，短期内对均衡状态的偏离程度的大小直接影响波动幅度的大小。从长期看，协整关系起到引力线的作用将非均衡状态拉回均衡状态。通过EVIEWS4.0得误差修正模型为：
D(LEX)=-1.003(LEX(-1)-0.018LFDI(-1)-0.142(@TREND(90))-4.526)-0.077(LEX(-1))-0.411D(LEX(-2))+0.050D(LFDI(-1))+0.151D(LFDI(-2))+0.277(2)
D(LFDI)=-1.949(LEX(-1)-0.018LFDI(-1)-0.142(@TREND(90))-4.526)+0.917D(LEX(-1))+1.338D(LEX(-2))-0.456D(LFDI(-1))-0.401D(LFDI(-2))-0.0979 (3)
R[2]-squared=0.87 Adj.R[2]-squared=0.74 AIC[2]=-1.7 SC[2]=-1.51
R[3]-squared=0.98 Adj.R[3]-squared=0.96 AIC[3]=-1.7 SC[3]=-1.53
方程(2)、(3)回归的决定系数都比较高，误差修正模型解释能力强。
模型的整体检验结果如下：
Determinant Residual Covariance 5.24E-06
Log Likelihood
35.65813
Akaike Information Criteria -3.756024
Schwarz Criteria-3.213440
整体模型的AIC和SC值都很小，分别为-3.76，-3.21，而似然比达到35.7，所以整体解释力很强。
（三）对LIM，LFDI作协整检验
1.我们采取的是序列有均值，协整方程没有截距项的分析方式对LEX，LFDI作协整检验得：
特征值 迹统计量 5%的临界值1%的临界值
零假设
0.69993018.2875112.53 16.31 None[**]
0.2740113.842638 3.94
6.51At most 1[*]
以检验水平为5%判断，因为迹统计量18.3＞16.3，3.84＜3.94，说明LZEX和LZGDP之间存在一个协整关系。估计出的协整关系式为：
EC=LIM-1.313876FDI
(4)
(0.06981)
由此关系式我们可知，美国对中国的直接投资与中国对美国的进口之间存在一种长期稳定的均衡关系，并且美国对中国的直接投资每增加1%，能够促进中国对美国进口增加1.31%。
2.误差修正模型(VEC)确定为：
D(LIM)=0.0183(LIM(-1)-1.366LFDI(-1))+0.571D(LIM(-1))+0.0131D(LIM(-2))+0.135D(LFDI(-1))-0.0385D(LFDI(-2)) (5)
D(LFDI)=0.725(LIM(-1)-1.366LFDI(-1))+0.301D(LIM(-1))-1.174D(LIM(-2))-0.101D(LFDI(-1))-0.013D(LFDI(-2))
(6)
R[，5]-squared=0.174 Adj.R[，5]-squared=-0.37 AIC[，5]=-1.4 SC5=-1.22
R[，6]-squared=0.97 Adj.R[，6]-squared=-0.95 AIC6=-1.59 SC[，6]=-1.40
方程(5)的回归决定系数比较低，说明模型缺损了一些重要的解释变量。但方程(6)的回归决定系数比较高。
模型的整体检验如下：
Determinant Residual Covariance 6.33E-06
Log Likelihood 34.62036
Akaike Information Criteria-4.112794
Schwarz Criteria
-3.678726
AIC和SC值都很小，分别为-4.11，-3.67，而似然比达到34.6，所以整体解释力很强。
（四）Granger因果关系检验
Granger因果关系检验是由著名计量经济学家Granger在1969年定义的因果关系及其检验而发展起来的，Granger因果关系检验一个变量是否是另一个变量变化的原因，它是基于系统的向量自回归(VAR)来定义的。它的基本思想是：如果X的变化引起Y的变化，则X的变化应发生在Y的变化之前。X是引起Y变化的原因必须满足两个条件，第一，X应该有助于预测Y，即在Y关于Y的过去值的回归中，添加X的过去值作为独立变量应该显著地增加回归的解释能力。第二，Y不应有助于预测X，其原因是如果X有助于预测Y，Y也有助于预测X，则很可能存在一个或几个其他的变量，它们既是引起X变化的原因，也是引起Y变化的原因。检验过程如下：
检验X不是引起Y变化的原因对下列两个回归模型进行估计：
无限制条件回归Y=
α[，i]Y[，t-i]+β[，i]X[，t-i]+ε[，t]
有限制条件回归Y=α[，i]Y[，t-i]+ε[，t]
然后用各回归的残差平方和计算F统计值，检验系数β[，1]，β[，2]，…β[，n]是否同时显著地不为0。如果是这样，我们就拒绝“X不是引起Y变化的原因”原假设。[4]
利用计量软件Eviews4.0进行检验，检验命令的输出结果给出了F统计量以及相应的概率值即p值，p值表明在原假设正确时，检验统计量的绝对值大于或等于样本统计量的值的概率，因此低的p值将导致拒绝原假设，如果p值小于0.05，原假设就将在5%的显著性水平下被拒绝。
1.对LEX与LFDI系统作因果检验，结果如下：
零假设 Obs F-Statistic P值
LFDI does not Granger Cause LEX 12 8.39563 0.01382
LEX does not Granger Cause LFDI 2.00319 0.20516
结果显示，第一个假设LFDI不是LEX的Granger原因被拒绝，也就是在显著性水平为1.38%下LFDI是LEX的Granger原因，而LEX不是LFDI的Granger原因不能被拒绝，这说明美国对中国直接投资的变化能够引起中国对美国出口的变化，而中国对美国出口的变化与美国对中国的直接投资没有密切的关系。
2.对LIM与LFDI系统作因果检验，结果如下：
结果表明，第一个假设LFDI不是LIM的Granger原因在显著性水平为15%下被拒绝，也就是LFDI是LIM的Granger原因，而LIM不是LFDI的Granger原因被接受，这说明美国对中国直接投资的变化能够引起中国对美国进口的变化，而中国对美国进口的变化与美国对中国的直接投资没有密切的关系。
零假设 ObsF-Statistic P值
LFDI does not Granger Canse LIM 12 2.53401 0.14863
LIM does not Granger Cause LFDI 0.28858 0.75783
三、计量结果的解释与若干结论
协整分析表明，美国的对华直接投资与中美进出口贸易之间都存在长期均衡关系。从方程(1)、(4)的协整回归结果可知，美国的对华直接投资(FDI)每变动一个百分点，会带来对美国出口0.62个百分点的同方向变动和进口1.31个百分点的同方向变动，这也足以说明美国对中国投资的增加会有利于中美双边贸易的发展。并且随着美国对中国直接投资的增加带动中国对美国进口增加的速度远远快于中国向美国的出口，因此美国增加对中国的直接投资有利于中美贸易逆差的减小。
从误差修正模型方程(2)、(5)得知，在短期内，对美国的进出口都可能偏离与美国对华直接投资的长期均衡水平，但中国对美国出口的纠正程度远远高于中国对美国的进口程度，出口每年对上年的非均衡偏离的纠正程度为1.03。
因果关系分析也表明，美国对华直接投资的增加是中美贸易快速发展的原因，而美国对中国的直接投资受中美进出口贸易的影响不明显，可能与许多其他因素相关度较高。笔者认为以下因素对美国在中国的投资影响较大。
1.广大的市场空间与廉价的劳动力。中国是世界上人口最多的国家，是一个规模巨大、具有很大潜力和无限商机的消费市场，加上廉价的劳动力市场，对美国投资者来说是很有吸引力的。
2.高利润也是美国在中国投资的一个主要诱因。相关的统计数据可以证明这一点。1997年，当时的外经贸部和国家统计局评出的中国最大的500家外资企业中有50家美国企业。这50家美国企业的平均销售额为12.7亿元人民币，利润为1.8亿元人民币，总资产为10.3亿元人民币。而全国500家最大外资企业的平均销售额为9.4亿元人民币，利润6800万元人民币，总资产9.8亿元人民币。50家最大美资企业的经营业绩明显高于全国最大500家外资企业的平均水平。目前，美国可口可乐公司、百事可乐公司的可乐、汽水，柯达公司的胶卷，宝洁公司的护发护肤品，Novell的电子办公产品等在中国市场的占有率均位居同业首位，甚至控制了50%以上的市场。[5]
3.中国稳定的经济环境。特别是2000年第三季度以来，美国经济出现了20世纪90年代以来的首次衰退和长时间的持续低迷状态，在美国国内有利可图的投资场所越来越少的情况下，大量资本必然要投向更有利可图的海外投资场所。特别是亚洲金融危机爆发以后，许多国家的经济受到很大打击，而中国经济却一直保持稳定增长，并且随着中国加入WTO和经济快速发展的现实正好向美国投资者展现了一片美好的投资前景，这也是美国增加对中国投资的一个重要因素。
四、美国在华投资的特点、趋势及政策建议
投资自由化是世界经济发展的大趋势，近年中国利用外商直接投资总量不断增加，从1990年外商直接投资34.87亿美元到2004年的606.3亿美元，增长了十多倍。1993年起，中国成为全球利用外商投资最多的发展中国家和世界利用外商直接投资第二大国，2002年成为全球利用外商直接投资最多的国家。外商的直接投资不仅对中国的资本积累具有直接效应，而且具有间接的外溢效应，如技术扩散、人力资本提高和制度变迁等等。
国内也有许多研究都确认了投资成为中国经济发展过程中的主要原动力，而美国作为我国直接利用外资的大国，对我国经济的发展作出了重要的贡献。相关资料表明，美国在华投资主要是以制造业为主（约占65%），服务业次之（约占33%），农业只占很小的一部分。主要原因是中国具有廉价的劳动力，适宜发展劳动密集型产业或高新技术产品生产过程中的劳动密集型生产环节，比如个人电脑的低端零部件生产和整机的装配安装环节。其次，中国以前在金融、零售等服务业领域对外资的开放有限。也正是由于这一特点，使得美国的直接投资成为影响中美贸易发展的一个重要因素。美国对我国制造业的投资比重过大，拉动了我国对原材料的消费及机器设备等方面的需求；而国内资源有限，这必然推动我国对美国和其他国家原材料、机器设备等方面的进口；而产品生产后由于劳动成本低，中国产品的价格相对也比较低，这对美国和其他国家的消费者来说是很有诱惑力的，这又将拉动中国产品对美国的出口。通过上面的实证分析发现：由此带来对美国进口的增加量是远远大于由此引起对美国出口的增加量，因此在其他条件不变的情况下，中美贸易逆差会随着美国对中国的直接投资的增加而减少。
自中国加入世贸组织以后，美国及其他主要的发达国家、新兴工业化国家和地区对中国的投资进入了一个全新的阶段，越来越多的资金进入高新技术领域、金融保险等高附加值的服务领域，很多跨国公司把地区总部、研发中心设在了中国。最新的统计资料表明，在农业方面，外资进入的速度也很快。可以预见，在未来相当长的一段时间内，工业制造业虽然仍将是外商投资最多的产业部门，但第三产业和第一产业所占的比重将会有明显上升。美国政府和企业出于政治和经济利益考虑，也必然持续加强对我国进行投资，并且在以前的基础上会进一步增长，但由于各种因素可能会出现一定的波动。从欧盟、美国和日本三个经济体对中国的投资地位来看，在2004年欧盟已经跃先为我国第一大贸易伙伴，因而美国为了争夺中国市场，获取全球竞争优势是不愿意屈居人后的。同时，由于投资领域的逐步转变，美国必然会转变对中国的贸易政策，取消部分高新技术产品对中国出口的限制，这必然会导致美国对中国出口的增加，中美贸易逆差最终会逐渐减少。
当然，对于中国来说，首先应该辩证地分析美国跨国公司对华进行系统战略投资的利弊。美国对中国的直接投资对中国就业的增加、先进技术与管理经验的引进、经济的增长等方面具有重要的意义，但我们也不能忽视美国企业进入中国对中国可能造成市场占有率的损失、资源（包括国内资本）的浪费、与国内企业的竞争等方面的问题，所以需要就美国对中国直接投资加以正确的引导和管理，以达到充分利用，趋利避害的目标。
其次，在各国都在采取各种措施引进外资发展本国经济的大环境下，为了吸引美国企业进入中国，为中国的经济发展服务，在某些竞争性行业中应对美国公司给予国民待遇，同时也要逐步减少其超过国民待遇直至完全取消。我们要立足自身，改善基本的投资环境，给跨国公司、国有企业、民营企业一个平等宽松、公平竞争的经营环境，不能仅依靠某些倾斜优惠政策，而应该靠统一的市场、法制化的社会行为方式、公平的竞争环境来促进我国经济的发展。在双边的经贸谈判上，需要以严正的立场制止美国将政治问题和经贸问题混为一谈。
再次，在中美贸易逆差加大，国外高唱“中国威胁论”的形势下，我们一方面要在尽可能多的引进美国领先产业领域的关键技术同时，尽快消化、吸收并加以创新，着力开发拥有我国自主知识产权的核心技术，并加以有效的知识产权保护；另一方面，要合理吸引美资，提高美国跨国公司对于我国第一和第三产业的投资，优化我国贸易进出口的结构，为我国经济的协调发展创造一个良好的国内和国际环境。
附表：单位：亿美元
年份 美对华直接投资美对华出口 美对华进口
1990 4.5599
48.1152.2
1991 3.232
62.9189.8
1992 5.1944
74.7257.3
199320.6785
87.7315.4
199424.9082
92.9387.8
199530.8373 117.5455.6
199634.4417 119.9515.1
199734.6117 128.1625.5
199838.9844 142.6711.6
199942.1586 130.5817.9
200043.8389 161.4
1000.2
200144.3322 191.1
1022.8
200254.2392 220.4
1251.9
200341.9851 282.9
1524.3
注：美国对我国的直接投资数据来自于2004年中国统计年鉴，中美进出口来自于2005年美国总统报告美方统计。
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