欧中贸易逆差中的FDI因素：是否存在逆差转移和贸易替代？，本文主要内容关键词为：逆差论文,贸易论文,是否存在论文,因素论文,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。
一、问题提出
20世纪80年代以后，经济全球化的发展达到了一个新的高度。作为经济全球化的一个重要表现和国际分工的结果，贸易与投资成为拉动一国经济发展马车的两个轮子，其中贸易代表了商品的国际流动，而投资代表了生产要素特别是资本的国际流动。商品和要素的流动都涉及贸易成本，所以这两个车轮的转速与贸易成本具有紧密的联系，而贸易成本的下降则取决于贸易投资自由化和地区性经济一体化进程。欧盟和中国互为第一大贸易伙伴，经贸关系密切，中欧经贸关系经历了以下几个阶段：1986—1996年欧中贸易为顺差，但是从1993年起，顺差不断缩小；1997—2000年欧中贸易出现逆差且波动较大，2001年起欧中贸易逆差开始进入快速增长阶段，进口增长速度远远超过出口增长速度，2001年欧中贸易逆差为52亿美元，2010年这个数字达到了1402.63亿美元。欧中贸易逆差问题成为欧盟关注的焦点，贸易摩擦逐渐升级。贸易和投资是中欧经贸合作的基石和动力所在。因此，探讨欧盟对华逆差问题，应该放在区域性贸易安排的大背景下，从投资和贸易角度共同进行分析。
欧中贸易逆差与投资的关系研究可从以下两个视角展开：一是欧盟跨国公司在华直接投资对中欧贸易收支的影响。一些研究认为欧盟对中国贸易巨额逆差的重要原因在于包括欧盟在内的国际制造业大量向中国转移，外商在华直接投资企业是贸易顺差的重要部分，投资替代了贸易。一些学者的研究（Zhang and Song，2000；Liu et al.，2001;冼国明等，2003；王少平和封福育，2006;周靖祥，2009）认为流入中国的FDI促进了中国的出口。二是其他国家和地区跨国公司转口贸易对中欧贸易顺差的影响。中国对美国和欧盟存在较大的贸易顺差，但对日本和韩国则存在巨额贸易逆差。一些学者实证研究（杨全发和陈平，2005；孙敬水和张雷，2007；杨勇和张彬，2009）支持东亚主要经济体对欧盟的部分贸易顺差转变成了中国对欧盟的贸易顺差。贸易顺差转移观点认为中国已经成为东南亚地区中间产品的中转站，其他跨国公司在中国进行的转口加工贸易经由中国向欧盟出口以后，也成为中国对欧盟出口的一部分而计入中欧贸易收支，从而扩大了中欧贸易顺差。
从数据上可以看出，中国对欧盟出口是与欧盟在华直接投资和东亚在华直接投资相联系的。然而，要对欧中贸易逆差的根源给出清晰的答案，需要回答两个重要问题：欧中贸易逆差是投资引致的吗？贸易成本的变化如何影响FDI以及贸易？如果东亚对华投资没有引致中国对欧出口贸易的大幅增加，那么中国与东亚的巨额贸易逆差和对欧盟的巨额贸易顺差就不是联动关系，这种现象也不是合理的国家产业分工的结果，而是一种贸易扭曲。另外，东亚地区的一体化进程很快，通过双边的优惠性区域贸易安排建立区域内贸易网络，已经是东南亚发展动力的一部分。本文从新经济地理贸易自由化的动态视角出发，揭示FDI与欧中贸易逆差之间的关系，在此基础上就如何协调利用外资与中国贸易平衡发展，提出相应的政策建议。
二、理论模型与分析
1.模型基本假定
本文理论分析基于Grossman和Helpman（1994）、Martin和Rogers（1995）的自由资本模型（Footloose Capital Model）。FC模型修正了克鲁格曼核心一边缘（C-P）模型的一些假设，增加了模型的可处理性。假设经济中有两个区域，分别为北部和南部。为了排除Heckscher-Ohlin比较优势，假设两区域的消费者偏好、技术、贸易开放度及初始要素禀赋等都是对称的，有两种生产要素，劳动力（L）和资本（K）用于农业A和制造业部门M的生产。劳动力的总量是
，北部的劳动力数量是L，相对应的南部的劳动力数量是
①。资本的总量是
①，北部的资本禀赋是k。北部拥有的资本禀赋的份额是
，实际占有的资本份额
在资本追求更高回报率的过程中内生决定。劳动力不能跨区流动，但资本在区域间自由流动，因此，拥有资本的份额和使用资本的份额可能是不同的。
农业部门具有瓦尔拉斯均衡特征，即规模收益不变和完全竞争，生产每单位农产品需要1单位劳动力，劳动供给是无限的，农产品在区内、区际都无运输成本，所以农产品价格为1，在竞争均衡中工资率也为1。工业部门是垄断竞争的，具有规模报酬递增的生产技术，每单位产出需要的固定成本为1单位资本，可变成本为c单位劳动力。工业品贸易在区内无成本，在区际贸易遵循“冰山”贸易技术。如果把1单位制成品从北部运到南部，那么只有1/τ能够到达，其余的都在运输途中“融化”掉了。为了简便，故设定一个贸易自由度的指数
来表示贸易障碍，φ的范围在0到1之间，φ越高，说明国际贸易越自由，如果产品完全自由流动无成本的话，那么贸易自由度是1，如果成本大到使得贸易完全不可能发生，那么贸易自由度是0。
2.消费者行为
每个人的偏好相同，个人效用函数为：
（1）式中，
为农产品（计价物商品）的消费量，其世界价格和国内价格均为1。
代表工业制成品的消费量，
是制造业部门中每种可得制成品种类的消费量，
表示全部制成品种类的数目。σ表示任意两种制成品之间的替代弹性，μ是常数，表示制成品的支出份额。
消费者购买1单位制成品组合的价格指数记为P：
那么消费者的间接效用函数可表示为：
V=E/P（3）
（3）式中，E是北部的支出，等于收入，即资本报酬和劳动力报酬之和：
3.生产者行为
FC模型中代表性工业企业的成本函数是非同位的，固定成本和可变成本两种要素的使用密集程度不同。在最优要素投入水平下，根据边际成本加定价原则可知制成品在北部的消费价格为：
南部消费价格为τp。由Hotelling引理可知，工业品生产的均衡规模为：
资本报酬等于销售额的一个固定份额：
把需求函数和厂商定价公式带入可求解得资本收益：
由于工业制成品的生产存在规模经济，对于一个新进入的厂商来说，生产一种新产品而不是重复生产已有的产品更有利，所以，产品种类和企业数量是一一对应的关系，也就是说，制造业厂商数目（也即是制造业的产品种类数）由当地拥有的生产要素数量内生决定，在市场出清条件下，既是北部的工业份额，又是本地实际使用的资本份额。
北部的相对市场份额（支出份额）为：
4.均衡结果及分析
由于劳动力作为共同生产要素在两个行业之间自由流动而不能在区域间流动，其工资率固定为1。所以，生产工业品使用的资本报酬取决于该商品在本地和其他地区的销售价格和数量，资本报酬相等时资本停止流动，达到动态均衡。
长期均衡条件由资本流动方程决定：
包含两种均衡类型：角点均衡和内点均衡。前一种均衡形式是集聚均衡，即=1或=0。南北区域资本收益相等时，资本停止流动，实现内部均衡：
（11）式反映了支出的空间分布（或相对市场规模）如何影响企业空间分布。把支出表达式（9）带入（11）式，得到北部的企业份额：
（12）式反映了劳动力和资本的禀赋份额如何决定工业的空间分布，它是贸易自由度和区域要素禀赋的显函数。对分布函数取微分：
可以看出：贸易自由度越大，市场规模的变化导致企业份额变化的比例更大，从而放大了本地市场。换句话说，贸易自由度越大，本地市场效应越强。
北部对南部的出口即是南部的消费者对北部生产的异质产品的总需求，北部自南部的进口即是北部的消费者对南部生产的各种类产品的总消费，那么北部对南部的贸易逆差表达式如下：
这个表达式清楚地说明了双边贸易受到双边贸易成本、市场规模、支出水平、替代弹性的影响，而贸易成本影响资本流动进而影响贸易，具有二次影响。
三、实证检验
1.实证模型
本文研究重点是外商直接投资流入以及区域一体化对欧中贸易逆差的影响，所以基于理论部分讨论结果，建立以下计量方程。为有效避免异方差和序列自相关问题，使用面板数据进行检验，为便于回归分析，对模型取自然对数转化为对数线性形式，计量模型设定为：
（15）式中，i表示各经济体，本文按照商务部外资统计口径，选取欧盟原15国数据②。东亚经济体选用日本、韩国、东盟、中国香港、中国台湾这5个具有代表性的国家和地区，也是中国吸收外商直接投资和贸易逆差的主要来源地。t表示年份，为1986—2010年。ε为随机误差项。被解释变量
代表欧中贸易逆差。
分别代表各经济体历年的对华直接投资。
表示各经济体在t 时期的经济总量，用各国历年实际GDP表示。IN-
表示一体化程度，也是该国所在的区域一体化组织的市场规模。本文选取t年该国自样本期内加入的所有FTA成员国和本国的GDP之和来代表区域市场规模。之所以加进这个变量，是因为两国成立区域一体化之前，存在贸易壁垒，所以当一体化成员加入时，会产生贸易转移效应，导致这两国之间的贸易量减少。
为国家虚拟变量，欧盟为1，东亚经济体为0，以此检验欧盟和东亚经济体对华FDI对欧中贸易逆差的影响。
为区域一体化虚拟变量，当两国之间在t年已签署FTA时，该变量取值为1，否则取值为0，用以反映区域贸易协定对双边贸易的影响。
本文研究重点是区域一体化背景下的外商直接投资流入与欧中贸易逆差，所以引入各变量和区域一体化虚拟变量的交互项作为新的解释变量。
这样可以衡量加入自贸区前后一国自贸区伙伴的市场规模和外商直接投资对中欧贸易量影响程度。中国、东亚经济体和欧盟国家的GDP（美元现价），中国和欧盟的进出口贸易数据、投资数据都来源于联合国贸易和发展数据库：http://www.unctad.org/。本文中使用的变量及定义见表1。
2.实证结果分析就面板模型（15）、（16）分析工具而言，首先分别通过F检验和拉格朗日（Lagrange Multiplier）检验来判断模型是否存在异质性（个体或时间固定效应）问题（Greene，2003）③，如果它们的零假设被拒绝的话，那么传统的混合最小二乘法（或常系数模型）就不适用来估计面板模型，其次，用Hausman检验来判断观测不到的个体或时间效应是否与模型中的外生变量相关。拒绝零假设意味着固定效应比随机效应模型更适合。本文计量软件为Stata 11.0。计量检验结果最终表明随机效应模型是最合适的分析模型，但为了比较目的，表2（见下页）同时给出了这两种效应（固定效应、随机效应）的估计结果。表2中，估计（1）、（3）、（5）是固定效应的回归结果，估计（2）、（4）、（6）是随机效应的回归结果，（3）、（4）是加入欧盟与东亚投资交叉性的回归结果，（5）、（6）是加入FDI与区域一体化的FTA交互项后对欧中逆差的估计结果。
从表2的回归结果来看，这6个方程拟合优度都接近0.9，说明回归的拟合效果比较理想。Hausman检验结果显示不能拒绝原假设（H0:随机效应更适宜），随机效应模型优于固定效应模型，所以这里主要关注随机效应模型的回归结果。
从回归结果中可以看出，不管是东亚垂直型投资还是欧盟水平型投资，总体来讲，外商对华直接投资每增加1亿美元，欧中贸易逆差就增加0.252亿美元。在其他条件不变的情况下，欧盟国家对华FDI每增加1亿美元比东亚对华FDI每增加1亿美元对欧中贸易逆差的影响要多8亿美元左右。这从一个方面反映从事加工贸易的外资企业是中国对欧取得巨额贸易顺差的主导，欧盟对华投资和东亚其他国家和地区的贸易转移是欧盟对华货物贸易逆差的部分原因。欧盟在华投资通过技术溢出、金融和营销基础设施的构建以及中间商与渠道网络的建设，在一定程度上提高了中国的出口竞争力，推动了中国对欧盟的出口。但是加工贸易和设备投资并非都属于必要的国际分工活动，这个结果也说明欧中逆差并不完全是东亚一中国贸易顺差转移的结果，中国对东亚的逆差不是合理的国际分工的结果，而是扭曲贸易政策下的不合理、不平等分工——外资企业占用了中国的土地和税收资源，占用了中国的出口配额和对外顺差。多年来，欧盟一直执行对华高技术出口限制，这种出口限制加剧了双方贸易不平衡的趋势，使双方的贸易潜力得不到充分的发挥。对华出口更多的高技术产品，不仅可以满足中欧市场需求，均衡欧盟对华逆差，也可促进双边贸易健康可持续发展。
中国GDP变量的回归系数符号为负，说明中国GDP的增长对欧中贸易逆差扩大有抑制作用，而欧盟经济规模对双边贸易流量影响不显著。一体化变量的估计系数为负，显示区域贸易安排带来的区域一体化程度越高，欧中贸易逆差越小，原因在于自由贸易区以及自由贸易协议安排可以在一定程度上避免贸易壁垒的干扰。区域贸易协定虚拟变量和FDI的交互项显著为负表明，贸易自由化进程中FDI的流入抑制了欧中贸易逆差的扩大。结合一体化变量NTEG显著为负和投资与国家虚拟变量的交互项的估计结果分析，证实贸易自由化与FDI叠加，对贸易逆差的影响具有“放大效应”。
四、结论与建议
从本文的理论分析和实证检验结果来看，外资企业对欧中贸易逆差确有影响，外商对华投资通过贸易逆差转移以及贸易替代效应直接或间接地加剧了中欧贸易的不平衡。具体来说，欧盟的贸易替代效应影响更大，东亚地区对华直接投资所带来的贸易逆差转移效应相对较小。
外资主导型加工贸易占据了中国对外贸易的主流，2001年以来，外商直接投资进出口贸易一直占到中国进出口贸易总额的50%以上。从文中分析知道，欧中贸易逆差并不完全是国际分工的结果，一部分原因是贸易扭曲带来的。要正确处理投资与贸易的关系，更加合理有效地利用外资，就要从重视外资数量向强调外资贡献转变。加大对高科技产业与投资研发、设计、品牌和营销技术等服务业引资政策的支持，减少欧盟、东亚对中国劳动密集型加工产业转移，降低其对欧中贸易逆差的影响，避免造成投资—出口—贸易逆差的简单循环。
实证检验结果证明了区域贸易安排对贸易影响的“放大效应”。在当前国际经济形势下，提高区域一体化水平是推动中国外贸发展的重要手段，也是减少欧中贸易逆差，促进中欧经贸更和谐稳健发展的关键。要积极通过自贸区谈判提升中国企业利用和享受其他国家和地区贸易便利措施的能力，增强中国对外贸易的国际竞争力。
为了减少中欧贸易摩擦，中国的贸易战略应做适度调整，摒弃“出口至上”的贸易战略，重视进口和国内市场的作用。进口对宏观经济平衡和结构调整具有重要作用，中国对欧战略有必要从出口导向战略转变为进出口结合的战略，从单纯的双边贸易战略转向参与区域性合作的战略。中国正处在由贸易大国向贸易强国转变的关键时期，贸易战略调整既要重视中国过去和眼前的各种问题，缓解目前的贸易摩擦，又要正确把握中国在经济全球化中的地位、未来的发展潜力和可能遇到的问题，充分体现贸易战略的前瞻性和综合性。
①为了以示区别，南部的要素都以上标*来表示，由于在该经济体中所有区域制造业部门的生产方程都是对称的，因此为了方便，下文仅给出北部的均衡方程。
②欧盟现有27个成员国或地区，但2004年后加入的12国对中国的投资、贸易额都很小，商务部外资统计报告里统计口径为欧盟15个主要国家，包括比利时、丹麦、英国、德国、法国、爱尔兰、意大利、卢森堡、荷兰、希腊、葡萄牙、西班牙、奥地利、芬兰、瑞典。
③F检验和拉格朗日检验统计量详见Greene（2003）。
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