第三节 对华直接投资对中国出口贸易影响的实证研究(1982—2009)
本书第四章已经利用重构的凯恩斯国民收入决定模型重新分析了一国净出口的决定因素，也就是式4－7所表示的:
从这个公式来看，一国出口增长无外乎两大类原因:其一是其外部市场的商品和服务总体需求量，亦即外部市场容量AO上升(也就是一般模型中试图使用国外GDP来反应的经济变量)，其二是在外部总体需求量不变的情况下对某国产品和服务的偏好上升，或者我们可以称之为外部市场占有率，亦即kO的上升。这一方面可能取决于外部市场居民对该国产品的偏好上升主动变动(例如由于该国产品质量上升，相对价格竞争力提高，或是国外市场居民偏好的突发性改变)，另一方面也可能是由于该国产品和服务由于技术，原材料等生产资料的垄断、或是由于国际生产资本大幅集中导致的偏好被动转移。从逻辑上来看，某特定国家出口的增长必定是出于以上原因之一，或二者皆有。因此我们应当围绕这两方面来构建出口决定模型。
一、模型设定与变量选择
基于以上讨论，对于出口来说，包含外商对外直接投资在内的以下因素必须列入考虑。
(一)中国的外部市场容量——AO
如前文所述，中国的外部市场容量AO是指除却中国以外他国居民每年的产品和服务需求，或者叫做他国的国内吸收或外国吸收。一般而言，其他条件不变时，外部市场容量越大，对一国的出口就越有利，即与出口应呈正相关关系。从经济意义而言，外部市场容量这个概念比他国的GDP之和或者他国进口总额更能反映其外部市场的总体需求能力。因为就GDP而言，它包含了一国的出口并减去了进口，而出口不是该国的需求却被计入GDP，进口是本国居民的服务需求但却被剔除了，因此他国GDP总和不如外部市场容量AO更能体现外国总体产品和服务的需求量。就进口总额而言，它本身只是一国居民产品和服务需求的一部分，即通过外国产品满足的部分，不能体现其整个国家居民的总体需求能力，还需考虑其通过国内产品满足的产品和服务需求。因此，他国的国内吸收之和，也就是本研究所称的一国的外部市场容量AO才是真正反映其外部市场需求总量的更合理的变量。其计算方法如下:
由于一国的国内吸收(也就是市场容量的概念)等于一国支出法GDP减去净出口得到，那么我们将世界除中国以外的国家看为一个整体，则这个统一国家的GDP就是世界GDP(用GDPW来表示)减去中国GDP(用GDPL表示)，其进口额就是世界进口总额(用IMW表示)减去中国进口额(用IML表示)，其出口额就是世界出口额(用EXW表示)减去中国出口额(用EXL表示)。根据以上方法，则中国外部市场容量可以用以下公式得到:
AO=(GDPW－GDPL)－(EXW－EXL)+(IMW－IML)
(二)影响中国外部市场占有率的因素——kO的影响因素
在考虑了外部市场总量对出口的影响后，接下来要考虑的就是在这个总量一定的情况下，影响外国居民选择偏好的因素，也就是说可能影响他们选择中国产品和服务的因素。具体可能有以下几点因素:
1.人民币实际有效汇率——“价廉”
这是可能影响中国出口产品竞争力从而影响外部市场占有率的指标。在外部市场容量不变以及马歇尔－勒纳条件被满足的时候，人民币实际有效汇率的变化可能影响到外国对中国产品的偏好程度，从而影响中国出口。一般而言，在其他条件不变时，人民币越升值，意味着中国出口产品的外币报价越高，出口就越容易减少。这里我们使用e作为人民币实际有效汇率的标识。这比使用相对容易获取的人民币兑美元名义汇率要更有说服力，因为它考虑了中国使用美元外各种其他货币的贸易，以及价格因素对汇率和出口的影响。
2.吸收外商直接投资——“垄断”
从已有国际投资、国际贸易理论分析可以看到，外商直接投资对东道国出口可能具有一定影响，从而可能影响东道国贸易收支，但方向可能因国家特性和时期差异而发生变化。同样，外商直接投资也可以看作是改变了特定商品生产能力在世界范围内的分配，从而强制改变外国对吸收直接投资的东道国产品的偏好程度或者说是选择比例，也就是外部市场占有率，因为这些产品的生产能力已经借由发达国家跨国公司直接投资转移到了东道国，并造成了一些发达国家相关产业的空心化——更简单地说，只能从这些东道国进口某些产品。
3.出口产品技术含量——“物美”+“垄断”
一般而言，产品技术含量需要相当的生产力和技术力来支持，并不是所有国家都能生产并出口高技术产品，由于高技术产品相对于低技术含量产品而言具有较高的不可替代性，高技术产品在国际贸易中就具有一定垄断性。因此，一般而言，出口产品中技术含量越高，外部市场占有率就可能越大。我们在模型中将选取“出口制成品中高技术产品所占比重”来作为衡量一国出口产品技术含量的指标。
综上所述，如果用LFI、LEX、LAO、LE、LH分别表示中国每年吸收直接投资流量、中国货物和服务出口流量、中国外部市场容量、人民币实际有效汇率、中国出口制成品中高技术产品所占比例的对数形式(这是为了减少异方差性并兼顾数学意义)，则一个简单出口决定模型可表述如下:
LEX=β1LAO+β2LFI+β3LE+β4LH+εt 5－1
此外，我们再回顾一下第4章在证明外部市场占有率阶段性变化特征时使用过的出口决定模型4－14:
LEX=c+β1LAO+β2(LAO－LAO1998)D+εt 4－14
比较模型5－1与4－14，我们看到尽管这两个模型形式不同，但所依据的基本逻辑和思路是一致的。模型4－14使用了一个分段虚拟变量，它的系数β2与LAO的系数β1一起构成了外部市场占有率的表征，其目的是证明中国外部市场占有率在1998年的增长速度前后发生了显著变化，但并不能给出其变化的原因;而模型5－1则是将外部市场占有率的影响因素单列出来进行回归，说明这些因素对我国出口的作用，这些因素的变化是直接影响我国外部市场占有率变动的，从中我们可以看到同样作为人民币升值长期影响因素的吸收直接投资对出口的关系。因此这两个模型实质是一致的，只是模型作用和表现形式不同而已。
二、数据及其来源
我们将1982—2009年相关变量取自然对数列出如表5－1所示。其中，外商直接投资取自联合国贸发会议《统计手册》，2007—2009年数据取自联合国贸发会议《世界投资报告2010》;贸易数据取自世界贸易组织数据库;用于计算AO的中国和世界GDP数据取自世界银行网络数据库;人民币实际有效汇率取自国际货币基金组织网络数据库;中国出口高技术产品占制成品比例数据取自世界银行网络数据库，但很遗憾目前世界银行只提供1992年至2008年共17年的数据。表5－1给出了这些数据的对数形式。
表5－1 1982—2009年相关经济数据的对数形式
数据来源:世界贸易组织(http://www.wto.org)、世界银行(http://www.worldbank.org)、IMF(http://www.imf.org)。
三、参数回归和相关检验
1.单位根检验
由于涉及时间序列数据，为了防止虚假回归，需要对上述因变量和自变量及其一阶差分进行单位根检验(事实上LEX\LAO\LFI的单位根检验已经在第三章做过了)。使用EVIEWS 6.0的ADF检验结果如表5－2所示。
表5－2 相关变量的ADF单位根检验
注:*表示在10%的水平上拒绝存在单位根假设，＊＊表示在5%的显著水平上拒绝假设，＊＊＊表示在1%的显著水平上拒绝假设。(C，T，K)分别表示截距项、趋势项和滞后阶数。
从表5－2的检验结果可见，所有序列变量都具有单位根，而其一阶差分在不同显著性水平上拒绝了存在单位根的假设。这是变量之间能够进行协整回归的必要条件。
2.约翰逊协整检验
接下来使用约翰逊协整检验考察LFI、LEX、LAO、LE、LH这五个变量之间是否存在协整关系。检验结果如表5－3。
表5－3 相关变量的约翰逊协整检验
可见，不论迹检验还是最大似然检验都说明以上几个变量之间可能存在多个协整关系。
3.模型参数估计及检验
接下来我们便可以使用E－VIEWS给出具体的出口决定模型，所得结果如下所示:
由于自变量不含常数项，因此DW检验失去效果，因此我们还应加上LM检验考察残差是否存在序列相关(见表5－4)。
表5－4 残差序列LM检验结果(AR(1))
很明显，上面的模型存在两个问题:首先，LFI没有通过T检验;其次，LM检验说明残差存在一阶序列相关，这会导致最小二乘回归的T检验失效。因此，如前面的模型一样，我们再设定一个残差的AR(1)过程来修正这个序列相关，再次进行回归的结果如下:
表5－5 残差序列LM检验结果(AR(1))
可以看到这次的回归效果十分理想。所有变量都通过了T检验，且其参数的符号都符合经济理论:外部市场容量、吸收直接投资、高技术产品占出口制成品比重对中国货物服务出口都具有显著正向推动作用，而人民币实际有效汇率则对出口起到显著负面作用，也就是说在其他因素不变的背景下，实际有效汇率升值，则我国出口就会出现相应下降。而LM检验也说明这个模型的残差不存在序列相关，协整回归有效。
4.残差单位根检验
通过最小二乘法得出回归结果之后，我们再对协整模型的残差进行单位根检验。这是Engle和Granger在1987年提出的单方程协整模型的“两步法”(事实上由于上面已经对残差序列进行过LM检验，这一步并不必要了)。检验结果如表5－6所示。
表5－6 残差的ADF单位根检验
可见残差属于平稳序列。这便说明了外商直接投资与我国货物和服务出口长期中存在协整关系。至此模型实证部分结束。由于本研究仅研究外商直接投资对中国出口的长期影响，因此就不使用向量误差纠正模型(VECM)来研究短期影响了，有兴趣的读者可以利用数据自行研究。
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