美國在華制造業FDI 對中美集裝箱貿易量的影響

劉 洋

（大連海事大學 交通運輸工程學院，遼寧 大連 116026）

1 引言

改革開放40 年來，中國對外開放水平取得長足發展，中國成為國際上最大的外商直接投資（FDI）接收國之一。目前，中美兩國已經成為彼此經貿往來的重要合作伙伴。美國對華投資始于1980年4月的中美北京飯店項目[1]，進入21 世紀后，美國對華FDI的增速加快、行業構成也呈多樣化，在FDI 總存量的行業占比中，制造業年均占比在62.2%以上，只在2008 年受金融危機的影響此數值降為45.6%。就美國制造業在華FDI 流量來看，從2005 年的5.65 億美元上漲到2018年的48.12億美元，制造業FDI呈現出逐年上升的態勢。商務部經合研究院顯示，伴隨著美國在華制造業FDI的增長，美國已成為中國第一大貨物出口市場和第六大進口來源地，由此帶來海運需求的增長。中美制造業產品貿易多以服裝、食品、玩具、家用電器、器械設備等為主。據美國商務部統計，2017 年我國對美出口金額的73%為海運，其中88%為適箱貨，自美進口金額的56%為海運，其中78%為適箱貨。李響[2]認為美國制造業戰略短期內不會對中美集裝箱運量產生影響，遠期運量會減少。張銳[3]研究發現美國對華FDI存在貿易互補效應和貿易替代效應。孫語陽[4]認為美國外商直接投資只對中國的資本與技術密集型產業影響顯著。高婕[5]認為美國制造業回歸對中國制造業出口存在影響。David[6]認為中美雙邊FDI 產生的貿易與政策、資源、制度等有關。趙雪玉[7]分析認為世界貿易與世界航運存在長期的協整關系。蔣永雷[8]認為區域產業轉移與制造業產業分布格局和港口物流網絡相互影響。

總體來看，前人的研究多集中在美國制造業對華FDI 與貿易關系的戰略層面。涉及到海運方面的研究更多關注于經濟貿易及產業轉移與港口網絡的關系。而由美國對華制造業FDI 引起的產業要素轉移對中美兩國海運需求影響的相關定量研究甚少。因此，本文利用Almon 多項式分布滯后模型，實證分析了美國在華制造業FDI 對中美間集裝箱貿易量的相關關系和時滯效應，以探尋制造業FDI對國際海運需求影響的規律性。

2 Almon多項式分布滯后模型與數據選取

2.1 美國在華制造業FDI與中美集裝箱貿易量關系研究與數據選取

美國制造業FDI 對中國貿易結構和產業結構具有一定的影響。一方面，FDI促使美國跨國公司將本土的原材料、中間產品及生產設備轉移到中國來，或安排其供應商直接將物資運輸到中國，因而增進了美國對中國的出口。另一方面，根據小島清的貿易替代理論[9]，FDI 為中國制造業帶來了先進的生產技術和管理經驗，技術溢出效應使中國產品的比較優勢凸顯，增加了中國向美國的出口貿易。世界貿易與航運有著本質的聯系，貿易產生了運輸需求，而中美進出口貿易以海洋運輸為主，制造業初級產品及制成品多以集裝箱裝載，這便導致了中美間集裝箱貿易量的變動。為得出FDI 與集裝箱貿易量之間的具體數量關系，特選取2005-2018年美國在華制造業FDI和中美間集裝箱貿易量年度數據建模分析，數據來自U.S. Bureau of Economic Analysis（BEA）和克拉克森集裝箱情報季刊。

2.2 Almon多項式分布滯后模型

經濟運行過程中，當某些經濟變量作為被解釋變量時，不僅受當期解釋變量或者自身的影響，而且也受到過去某些時期各種因素甚至自身過去值的影響。通常把這種過去時期的、具有滯后作用的變量叫做滯后變量（Lagged Variable）。含有滯后變量的模型簡稱滯后模型。在對分布滯后模型估計時，根據滯后長度的有限和無限，滯后模型可劃分為有限分布滯后模型和無限分布滯后模型。

阿爾蒙多項式分布滯后模型（Polynomial Distribution Lag Model，PDL）即滯后長度k 為有限數的分布滯后模型：

其中 β0為短期或即期乘數，βi（i=1,2,...,k）為動態乘數或延遲系數。阿爾蒙假定模型（1）中的諸系數 β 可用適當的多項式逼近，即：

其中m 是多項式的最高次數，且假定m 小于k。利用式（1）對式（2）進行整理得到：

3 美國制造業FDI 對中美集裝箱貿易量影響的實證分析

3.1 計量模型設定

由于海運需求是國際貿易的派生需求，制造業FDI 導致的集裝箱貿易對海運需求具有一定的反應時間，也即存在可能的經濟滯后效應。因此，為了分析美國在華制造業FDI 對中美間集裝箱貿易量變動的影響，本文以美國對華制造業FDI 為解釋變量，美國出口中國的集裝箱貿易量、中國出口美國的集裝箱貿易量為被解釋變量分別建立分布滯后模型。為消除原始變量的異方差影響，對所有變量均進行對數化處理，模型如下：

在模型（4）中LnCUt表示t時期的中國對美國集裝箱貿易量，在模型（5）中LnUCt表示t 時期的美國對中國集裝箱貿易量；上式中Lnfdit-i均表示t-i時期的美國在華制造業FDI。其中，μt為隨機誤差項，滿足古典假定。由于模型中i=0～k，因此以上兩模型反映了從t-k到t 各個時期美國在華制造業FDI 對中美間集裝箱貿易量變動的影響，從而揭示了FDI對集裝箱貿易量的滯后效應。

3.2 變量的平穩性檢驗

對時間序列進行分析的前提是保證序列的平穩性，非平穩時間序列參與建模會產生偽回歸現象。本文利用Eviews10.0 軟件，采用ADF 單位根檢驗，對變量LnCU、LnUC、Lnfdi 進行平穩性檢驗。根據變量的時序圖確定是否應用截距項和線性趨勢，并根據SIC準則由軟件自動確定最佳滯后階數，結果見表1。

表1 單位根檢驗結果

表1顯示，在對中美間雙向集裝箱貿易量和美國在華制造業FDI 的平穩性檢驗中，均在5%顯著水平下不能完全拒絕原假設，序列LnCU、LnUC、Lnfdi 均存在單位根，是非平穩的。對三個變量進行一階差分時，均顯著的拒絕原假設變得平穩。因此，各變量存在一階單整，并且認為計量模型變量間可能存在協整關系。

3.3 協整檢驗

在變量都是非平穩序列，并且同階單整的情況下，采用Johansen 檢驗法[11]，分別考察美國在華制造業FDI 與中國出口美國及美國出口中國集裝箱貿易量的長期均衡關系。協整方程設定為：組成變量含有線性趨勢，協整矢量中含有截距項，滯后階數為1。協整檢驗結果見表2、表3。

表2 模型（4）的Johansen協整檢驗結果

表3 模型（5）的Johansen協整檢驗結果

從表2、表3中可以看出，美國在華制造業FDI與集裝箱貿易量之間的所有統計量均在5%的顯著水平下拒絕存在0 個協整向量的原假設，模型（4）中變量LnCU 與Lnfdi 接受存在一個協整向量的假設；由于k個變量之間最多存在k-1個協整關系，因此模型（5）中變量LnUC 與Lnfdi 也為（1,1）階協整。由此說明，美國在華制造業FDI與中美間集裝箱貿易量之間具有長期的協整關系，從而可以進一步分析經濟變量間的因果關系和影響方向。

3.4 Granger檢驗

為確定計量模型所選取的解釋變量對被解釋變量解釋的合理性，得出FDI與集裝箱貿易量間具體的因果關系。本文對外商直接投資Lnfdi與集裝箱貿易量LnCU 和LnUC 分別進行Granger 因果關系檢驗。由于Granger 因果關系檢驗的前提是序列必須平穩[12]，因此采用FDI與集裝箱貿易量的一階差分數據進行檢驗，得出兩變量間的因果關系，結果見表4。

表4 Granger檢驗結果

由表4可以看出，在判斷集裝箱貿易量是否是美國在華制造業FDI原因的Granger檢驗中，在5%的置信水平下檢驗結果均接受原假設，表明集裝箱貿易量不是FDI 的原因。反之，對于第一和第三個原假設，在5%的顯著水平下拒絕原假設通過了Granger檢驗，表明FDI 是中美間集裝箱貿易量的Granger 原因。因此在構建Almon多項式分布滯后模型時，將制造業FDI作為解釋變量，集裝箱貿易量作為被解釋變量具有解釋的合理性。

3.5 Almon多項式分布滯后模型實證分析

為了大致分析Almon分布滯后模型的滯后長度，首先對模型（4）和模型（5）的兩序列做交叉相關系數圖，如圖1、圖2所示。

圖1 模型（4）序列交叉相關系數圖

圖2 模型（5）序列交叉相關系數圖

圖1 所顯示的是序列LnCU 和序列Lnfdi 的交叉相關系數圖，圖2所顯示的是序列LnUC和序列Lnfdi的交叉相關系數圖。以上兩圖中左邊第一列顯示出序列LnCU、LnUC 與Lnfdi 的滯后交叉相關系數基本上呈指數衰減，滯后長度越大，兩者的相關系數越小。在以上兩模型中，滯后長度大于4 期以后，兩序列的相關系數均小于0.5。因此，由交叉相關系數圖分析，兩個分布滯后模型的最大滯后長度均為3。分別對兩個模型建立k=2,3的多個分布滯后模型，又根據m 小于k 的準則，m 選取2,3。多次實驗后，模型（4）、（5）的結果見表5、表6。

表5 模型（4）滯后長度和多項式的選擇

表6 模型（5）滯后長度和多項式的選擇

依據調整的R2最大和AIC與SC值最小的原則進行取舍，模型（4）、（5）分別選擇滯后長度k=3，多項式次數m=3、k=2，m=2的分布滯后模型進行參數估計。

模型（4）、（5）的PDL估計式見式（6）、（7）：

以上估計結果顯示，R2和R2__并沒有接近1，由經濟理論可知本模型只考量了當期FDI 及其滯后期作為影響因素對集裝箱量的影響，然而在實際中，集裝箱貿易量的影響并非單一因素導致，加入相關的多因素將會提高R2和R2__數值，對模型產生優化的作用。兩式中R2和R2__均在0.5 以上，模型整體擬合較好；F 統計量很大，表明模型整體顯著。以上模型的DW值均偏低，說明模型隨機誤差中存在著比較嚴重的一階線性自相關，OLS 法具有無偏性但不具有效性。因此，在模型中分別添加一階滯后殘差項AR(1)以消除自相關，從而建立最終的滯后模型，見式（8）和式（9）。

重新回歸后，此時模型（8）、（9）的DW 值為1.998 418、1.762 238，此數值接近2，表明在5%的顯著水平下，接受殘差項不存在一階自相關的假設。從模型整體的擬合度看，上式兩模型中R2和R2__明顯高于式（6）和式（7），說明模型整體上擬合得更好；從模型整體顯著性看F值很大，可以拒絕模型整體解釋變量系數為零的原假設，說明模型的整體擬合情況很好，美國在華制造業FDI對中美雙向集裝箱貿易量的影響作用是顯著的。

實證分析結果解釋如下：

（1）美國在華制造業FDI對中國出口美國集裝箱貿易量的影響解釋。從圖3 可以發現，美國制造業FDI 對中國出口美國集裝箱貿易量當期及滯后期影響均為正值，表示當期FDI每增長1%，中國出口美國的集裝箱貿易量就會增長0.054%，滯后一二三期的FDI 每增長1%時，中國出口美國的集裝箱貿易量就會增長0.009 4%、0.046%、0.021%；而從顯著性水平看，當期和滯后1 期不顯著，滯后2、3 期的影響最為顯著。由此說明，美國在華制造業FDI對中國出口美國集裝箱貿易量確實存在滯后效應。FDI 對中國出口美國集裝箱貿易量產生滯后的原因，是由于美國在華FDI 產生技術溢出效應的時滯性。中國吸收FDI資金在其轉化為生產資本后，才能夠調整原有生產要素，投入新的生產資料進行生產，并且制成品的產出需要一定的生產周期。因而從外資投入到產成品的運輸存在滯后性，表現在集裝箱貿易量的滯后性。

圖3 Almon分布滯后模型（8）估計（k=3，m=3）

（2）美國在華制造業FDI對美國出口中國集裝箱貿易量的影響解釋。圖4 反映了美國制造業FDI 對美國出口中國集裝箱貿易量的影響呈如下特點：首先，從當期到滯后1 期再到滯后2 期，變量系數由正值轉變為負值再變為正值，即FDI對集裝箱貿易量的影響由正向變為負向再變為正向，復雜多變。但從數值上看，滯后1期FDI增加1%時，美國對華集裝箱貿易量就會減少0.008 48%，數值較小影響不大。從顯著水平上來看，當期和滯后1 期的影響不顯著，滯后2期的影響最為顯著。并且滯后2期的系數較大，當FDI 每增加1%時，美國對華集裝箱貿易量增加0.070 57%。從長期來看，FDI 每增加1%，美國出口中國的集裝箱貿易量總量增加0.112 97%。由此說明，美國在華制造業FDI對美國出口中國集裝箱貿易量存在滯后效應，且錯綜復雜。由于美國對華的制造業FDI 多以跨國公司在中國設立綠地項目，合并、收購相關產業的形式展開。FDI 資金流入的同時也帶來了美國制造業廠房設備、生產資料的轉移，從而增加了美國向中國的集裝箱貿易量。

圖4 Almon分布滯后模型（9）估計（k=2，m=2）

從以上兩模型可以看出，中國出口美國集裝箱貿易量的滯后期晚于美國向中國出口集裝箱貿易量的滯后期。當美國對中國制造業進行投資后，美國開始向中國轉移原材料、器械、設備等物資，這直接導致美國向中國集裝箱出口貿易量的增加。一段時期過后，這些生產資本轉化為生產要素，在中國建設廠房、生產線，形成了產業鏈中產品生產的上游，此時便產生了中國將制造出的產成品向包括美國在內的市場的外向輸出。因而致使中國對美國的集裝箱出口貿易量增加，并晚于美國對中國出口的滯后期，此模型的時序現象與經濟事實相符合。

4 結語

美國在華制造業FDI 促進了美國向中國制造業的產業轉移以及先進技術和管理經驗的轉移。美國企業利用中國本土豐富的資源和廣闊富裕的勞動力，從而提高了中國產品的生產效率和產品質量，導致FDI 的技術溢出效應。中國制造業產品質量的提高擴大了其在國際市場的占有地位，拉動了中美間的進出口貿易，而中美間制造業產品多以集裝箱運輸，從而擴大了中美間集裝箱運輸的海運需求。傳統的文獻大多關注于投資與貿易相關關系的研究，本文將FDI與海運集裝箱貿易量建立關聯，通過實證分析驗證了FDI對投資輸出國、輸入國之間集裝箱貿易量的滯后影響，研究成果為制造業FDI對海運需求影響的模型構建提供了參考。