彭華君 魏景賦

摘要：本文運(yùn)用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，對2000年以來上海服務(wù)業(yè)利用FDI 與上海服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)上海服務(wù)業(yè)利用FDI與上海服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口之間均存在著長期正相關(guān)關(guān)系；而格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果則表明服務(wù)業(yè)FDI的流入是促進(jìn)上海服務(wù)貿(mào)易的格蘭杰原因，但上海服務(wù)進(jìn)出口的增長卻不是服務(wù)業(yè)FDI流入上海的格蘭杰原因。筆者試著分析了其中的原因，并由此提出自己的建議。

關(guān)鍵詞：FDI；服務(wù)貿(mào)易；實(shí)證分析

一、引言及文獻(xiàn)綜述

聯(lián)合國《世界投資報(bào)告》指出，20世紀(jì)90年代以來，服務(wù)業(yè)投資以每年15%的速度遞增，目前服務(wù)業(yè)FDI占全球FDI的比重急劇增加并已超過一半以上。2011年，上海服務(wù)業(yè)外商直接投資合同項(xiàng)目4057個，占全市合同數(shù)量的比重高達(dá)93.7%；而服務(wù)業(yè)吸收外商投資合同金額與實(shí)際到位金額分別為170.76億美元和104.3億美元，占全市總量的比重分別為84.9%和82.8%，上海服務(wù)業(yè)吸收合同金額和實(shí)到金額的占比均創(chuàng)歷史新高。大規(guī)模的外資流入極大地推動了上海服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，為了較為準(zhǔn)確地考察外商直接投資流入對上海服務(wù)貿(mào)易的影響，有必要對二者進(jìn)行實(shí)證分析。

目前關(guān)于FDI的貿(mào)易效應(yīng)主要有替代效應(yīng)、互補(bǔ)效應(yīng)和不確定性關(guān)系三種。蒙代爾（1957）在國際貿(mào)易與要素流動一文中提出了著名的投資與貿(mào)易替代模型。而日本學(xué)者小島清（1973）在對日本進(jìn)行實(shí)證研究后卻提出了截然相反的觀點(diǎn)，他認(rèn)為日本式的對外直接投資和對外貿(mào)易呈互補(bǔ)關(guān)系。在前兩位的理論基礎(chǔ)上，Markuson和Svensson （1985）提出了FDI與國際貿(mào)易的不確定性關(guān)系，他們認(rèn)為若貿(mào)易和非貿(mào)易要素是合作的，那么生產(chǎn)要素和商品貿(mào)易的流動表現(xiàn)為互補(bǔ)關(guān)系；若二者之間是不合作的，則表現(xiàn)為替代關(guān)系。P. Patrie （1994）則認(rèn)為投資動機(jī)不同會導(dǎo)致國際投資與國際貿(mào)易的關(guān)系也不同。

美國學(xué)者W. Hejazi和A.E. Safarian （2001）通過引力模型發(fā)現(xiàn)：美國服務(wù)業(yè)的對外直接投資對美國的服務(wù)出口和進(jìn)口有明顯的促進(jìn)作用。Grufeld & Moxnes （2003）隨后也利用引力模型得出了類似的結(jié)論。

李薇，田英旭（2012）基于VAR模型，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)外商直接投資與我國服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口、出口之間存在正相關(guān)關(guān)系；服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口與FDI存在雙向的因果關(guān)系。除此之外，盤和林，馬建平，陳琦（2011），黃海燕（2011），余紅春，李小婧（2011），舒燕，林龍新（2012）等也做了類似研究。

國內(nèi)學(xué)者對服務(wù)業(yè)FDI貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究一般集中于選取中國服務(wù)貿(mào)易和對外投資總額，主要研究投資國的對外直接投資與對外貿(mào)易出口額的關(guān)系，而對具體某個地區(qū)或直轄市服務(wù)業(yè)利用外資與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的研究卻不多。因此本文從東道國的角度出發(fā)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，研究上海服務(wù)業(yè)利用FDI與上海服務(wù)進(jìn)口和服務(wù)出口之間的關(guān)系。

二、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

本文主要是研究上海服務(wù)業(yè)利用FDI的貿(mào)易效應(yīng)，而服務(wù)貿(mào)易包括服務(wù)進(jìn)口和服務(wù)出口，所以本文分別選取上海市服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額和出口額作為兩個獨(dú)立的因變量，而選取上海服務(wù)業(yè)FDI流入量作為自變量，通過以下兩個模型分別分析上海市服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額（以下用FDI來表示）與上海服務(wù)貿(mào)易出口額（以下用FEX來表示）及服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額（以下用FIM來表示）的關(guān)系，為了消除異方差，分別對它們?nèi)?shù)，以下用LnFDIt、LnFEXt、LnFIMt表示，其回歸方程分別為：

LnFEXt=?1+β1LnFDIt+εt①

LnFIMt=?2+β2LnFDIt+εt②

其中，?1和?2為常數(shù)項(xiàng)，β1和β2分別為上海市服務(wù)業(yè)利用FDI對服務(wù)貿(mào)易出口額和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額的影響系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，t表示時間。如果影響系數(shù)為正，說明上海市服務(wù)業(yè)利用FDI對上海服務(wù)進(jìn)口或出口有促進(jìn)作用，相反，如果影響系數(shù)為負(fù)，則說明上海市服務(wù)業(yè)利用FDI對服務(wù)進(jìn)口或出口有替代作用。

（二）數(shù)據(jù)說明

上海服務(wù)貿(mào)易數(shù)據(jù)主要來源于國家外匯管理局上海分局、上海商務(wù)局網(wǎng)站和上海統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，而上海市服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資額主要來源于各年份的《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于2000年以前，中國的服務(wù)業(yè)包括上海尚處于起步發(fā)展階段，服務(wù)貿(mào)易額較小，并沒有分地區(qū)分類別的官方統(tǒng)計(jì)，也難以對其進(jìn)行估算，所以，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的真實(shí)性，確保實(shí)證結(jié)果的有效性，本文把數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間確定為2000年至2011年，實(shí)證分析均使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0完成。

三、協(xié)整檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析要求數(shù)據(jù)變量必須是具有平穩(wěn)性的，所以，本文在對各時間序列變量做協(xié)整分析之前，先對它們進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

（一）單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF檢驗(yàn)法對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明（見表1）：

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上海市服務(wù)業(yè)利用FDI與上海市服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口之間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文運(yùn)用Engle和Granger（1987）提出的基于殘差的EG兩步法對其進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，分別對上海市服務(wù)貿(mào)易出口額，服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額與服務(wù)業(yè)實(shí)際利用FDI額做回歸分析，然后檢驗(yàn)其回歸殘差的平穩(wěn)性。由此可得上海服務(wù)業(yè)利用FDI與上海服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口的回歸方程分別為：

LNFEX=1.4121*LNFDIS+0.0013③

LNFIM=1.2551*LNFDIS+0.4022④

從上述回歸結(jié)果可以看出，可決系數(shù)（R-square）和調(diào)整后可決系數(shù)（Adjusted R-square）分別為0.946894和0.940993，非常接近于1，而Durbin-Watson stat為1.896374，接近于2，這說明方程的擬合程度較好，且模型統(tǒng)計(jì)量顯著。若兩變量存在協(xié)整關(guān)系，則殘差項(xiàng)應(yīng)具有穩(wěn)定性，因此我們需要對殘差項(xiàng)做ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2和表3。

從表2和表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在殘差序列的ADF檢驗(yàn)中，上海服務(wù)出口和服務(wù)進(jìn)口的ADF統(tǒng)計(jì)量的值分別為-3.431828和-2.956327，均小于1%，5%和10%顯著水平下的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，即殘差序列是平穩(wěn)的。因此，上海市服務(wù)出口和服務(wù)進(jìn)口均與上海市服務(wù)業(yè)利用FDI存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且在1%的置信水平下顯著，說明上海服務(wù)業(yè)利用FDI與上海服務(wù)貿(mào)易相關(guān)性很強(qiáng)，回歸方程具有很大的現(xiàn)實(shí)意義和經(jīng)濟(jì)意義。具體表現(xiàn)為：上海市服務(wù)業(yè)利用FDI每增長10%就會拉動服務(wù)出口和服務(wù)進(jìn)口分別增長14.12%和12.55%，但對出口的拉動效應(yīng)更大。

四、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

以上協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明上海市服務(wù)業(yè)利用FDI與上海服務(wù)進(jìn)口和服務(wù)出口均存在長期的均衡關(guān)系，但是否為因果關(guān)系仍有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文擬采用格蘭杰（Granger）因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

其檢驗(yàn)結(jié)果如下：1.原假設(shè)和的F統(tǒng)計(jì)量分別為0.32132、0.41490，均小于其概率P值0.4106和0.5427，所以拒絕原假設(shè)，可見在5%的顯著性水平下，上海市服務(wù)業(yè)利用FDI是上海服務(wù)進(jìn)口和服務(wù)出口的格蘭杰原因，即上海市服務(wù)業(yè)利用FDI對上海服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口均具有促進(jìn)作用；2.原假設(shè)和的F統(tǒng)計(jì)量分別為0.63014、1.29898均大于其概率P值0.5782和0.3675，所以接受原假設(shè)，可見在5%的顯著性水平下，上海市服務(wù)業(yè)進(jìn)口和出口均不是上海市服務(wù)業(yè)利用FDI的格蘭杰原因。

上海服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易的增加并不一定帶來上海市服務(wù)業(yè)利用外資的增加，其原因可能有以下兩點(diǎn)，一是本文采用的是一元線性回歸方程，忽略了經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)、匯率、貨物貿(mào)易等其他影響服務(wù)貿(mào)易的重要因素；二是選用的數(shù)據(jù)是2000年至2011年的，樣本空間較小。上述原因可能造成實(shí)證結(jié)果有一定偏差。

五、結(jié)論和啟示

（一）結(jié)論

1.協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明上海市服務(wù)貿(mào)易出口額和服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口額均與上海市服務(wù)業(yè)利用FDI存在長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。服務(wù)貿(mào)易出口方面，F(xiàn)DI流入改善了上海的資本質(zhì)量，帶來了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，同時外資流入也對上海的服務(wù)部門產(chǎn)生了競爭和示范效應(yīng)，有力地提高了上海服務(wù)部門的供給能力和出口競爭力。另一方面，從服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口來看，上海市利用FDI與上海的服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口同樣存在長期的正相關(guān)關(guān)系，這是由于早期上海乃至全國對服務(wù)業(yè)的發(fā)展不夠重視，導(dǎo)致現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展長期滯后于整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，外資大量進(jìn)入所引起的對現(xiàn)代服務(wù)的大量需求只能通過進(jìn)口來彌補(bǔ)。

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明上海市服務(wù)業(yè)利用FDI是上海服務(wù)進(jìn)口和服務(wù)出口的格蘭杰原因，即上海市服務(wù)業(yè)利用FDI對上海服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口均具有促進(jìn)作用；但上海市服務(wù)業(yè)進(jìn)口和出口均不是上海市服務(wù)業(yè)利用FDI的格蘭杰原因。上海市服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口額的增加雖然未必能直接帶動上海市服務(wù)業(yè)利用FDI的增加，但是可能通過整個投資環(huán)境的優(yōu)化，尤其是生產(chǎn)者服務(wù)的發(fā)展而帶來制造業(yè)外資的增加。

（二）啟示

上述實(shí)證分析說明上海市利用FDI對上海服務(wù)貿(mào)易具有促進(jìn)作用。所以我們應(yīng)該從戰(zhàn)略層面探討如何更好地利用外資來發(fā)展上海的服務(wù)貿(mào)易，從而進(jìn)一步優(yōu)化上海的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)上海的國際競爭力。具體來說有以下幾點(diǎn)。

第一，利用外資優(yōu)先發(fā)展上海的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，提高服務(wù)貿(mào)易的質(zhì)量，從而進(jìn)一步優(yōu)化上海的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。上海作為國際大都市，開放程度雖然較其他城市要高很多，但是在銀行、保險、信息服務(wù)等高端服務(wù)行業(yè)的開放程度較國外發(fā)達(dá)城市仍然有很大差距，如果能夠更多的吸引這些領(lǐng)域的外商直接投資流入上海，必定可以提高上?，F(xiàn)代服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展能力，從而提高上海的服務(wù)出口。

第二，鼓勵國際服務(wù)企業(yè)在上海設(shè)立研發(fā)中心和地區(qū)總部，通過其管理決策、采購銷售、共享服務(wù)、資金管理、物流分撥等業(yè)務(wù)的整合來增強(qiáng)其運(yùn)營和控制能力。研發(fā)成果的就地轉(zhuǎn)化是上海積極吸引外資服務(wù)企業(yè)來此設(shè)立研發(fā)中心的重要目的之一。上海市政府一直鼓勵外商投資企業(yè)進(jìn)行技術(shù)改造和轉(zhuǎn)型升級，并積極引進(jìn)新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)以及先進(jìn)技術(shù)，上海的本土服務(wù)企業(yè)應(yīng)趁此良機(jī)有效利用外資公司的技術(shù)溢出效應(yīng)，增強(qiáng)消化吸收和再創(chuàng)新能力，提高自身的技術(shù)水平和自主創(chuàng)新能力。

第三，發(fā)展多樣化的利用外資形式，如債權(quán)、股權(quán)出資，并購，境外人民幣直接投資等創(chuàng)新型吸引外資方式。首先，可以將浦東新區(qū)試點(diǎn)中的“中方自然人出資設(shè)立中外合資、中外合作企業(yè)”擴(kuò)展到整個上海市范圍。其次，如果外商投資企業(yè)符合政府規(guī)定的條件，可以讓其在境內(nèi)外發(fā)行中期票據(jù)、企業(yè)債和股票等，使其使用境內(nèi)并購貸款，這樣可以拓寬它們的融資渠道。最后，可以鼓勵外商投資企業(yè)對在滬上市的高端服務(wù)企業(yè)進(jìn)行并購、重組或戰(zhàn)略投資，促進(jìn)上海現(xiàn)代服務(wù)貿(mào)易企業(yè)擴(kuò)大其國際品牌效應(yīng)，并逐步形成“上海服務(wù)”的品牌形象。

第四，完善上海服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)體系。由于上海服務(wù)貿(mào)易較國外發(fā)達(dá)城市起步較晚，所以對服務(wù)貿(mào)易的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)尚不健全，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也較難獲得。為了更好的反應(yīng)和研究外商直接投資與上海服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，應(yīng)將上海服務(wù)業(yè)利用外商直接投資按照服務(wù)貿(mào)易各行業(yè)和上海各區(qū)縣進(jìn)行分類統(tǒng)計(jì)，并建立一個具有實(shí)時查詢、分析、預(yù)測和信息共享等功能的標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)系統(tǒng)，實(shí)現(xiàn)上海服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)的規(guī)范化和實(shí)時性。

參考文獻(xiàn)：

1.Mundell. R. A. International Trade and Factor Mobility[J]. American Economic Review， 1957（47）.

2.Kojima. International Direct Investment and Trade [J]. Journal of International Economics， 1973（01）.

3.Markuson， J.R. and Lars E.O. Svensson， Trade in Goods and Factor With International Differences in Technology [J]. International Economic Review，1985 （26）.

4.P. Patrie. The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade [M]. Transnational Corporation. DEC. 1994 （37）.

5.W. Hejazi & A.E. Safarian， The complementarity between U.S foreign direct investment stock and trade[J]. Atlantic Economic Journal， 2001（04）.

6.Grufeld & Moxnes. International Investment and International Trade in the Product Cycle [J]. Quarterly Journal of Economics， 2003（80）.

7.Engle R.F and Granger C.W.J. Cointegration and error correction： Representation， Estimation and Testing [J].Econometrica， 1987， Vol.55， No.2： 251-276.

8.李薇，田英旭.外商直接投資對我國服務(wù)貿(mào)易的影響研究——基于1982～2010年時間序列數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2012（02）.

9.盤和林，馬建平，陳琦.FDI對中國服務(wù)貿(mào)易影響的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（23）.

10.黃海燕.服務(wù)業(yè)利用FDI與我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展關(guān)系的研究[D].南昌大學(xué)，2011.

11.余紅春，李小婧.中國金融服務(wù)貿(mào)易與FDI關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 經(jīng)濟(jì)視角，2011（04）.

12.舒燕，林龍新.基于引力模型的外商直接投資對中國服務(wù)貿(mào)易出口的促進(jìn)作用研究[J].貴州財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2012（05）.

13.陳立敏.貿(mào)易創(chuàng)造還是貿(mào)易替代——對外直接投資與對外貿(mào)易關(guān)系的研究綜述[J].國際貿(mào)易問題，2010（04）.

14.張新生.2012上海國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展報(bào)告[M].上海：上?？茖W(xué)技術(shù)文獻(xiàn)出版社，2012.

（作者單位：上海理工大學(xué)）