中国-东盟自由贸易区建立后FDI流入能替代进口贸易吗？——基于新经济地理贸易自由化的研究，本文主要内容关键词为：自由贸易区论文,东盟论文,贸易论文,中国论文,新经济论文，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。
JEL Classification:F23,R12,F55
一、问题的提出
改革开放以来，中国对外经济快速发展。2008年中国进口贸易总额和外商直接投资(FDI)流入分别为11325.6亿美元和8 526.13亿美元，是1983年的104倍和930.8倍。虽然这一时期两者的增长速度惊人，但是很明显FDI的增速更快。进口贸易从改革开放后快速增加，而FDI的大量流入则开始于20世纪90年代。从地理分布上来看，中国进口贸易和FDI流入主要集中在东部沿海地区，在1998-2001年期间，90%的FDI流入中国沿海城市(Amiti and Wen，2001)。2010年中国与东盟正式建立中国-东盟自由贸易区(CAFTA)，成为全球最大的自由贸易区，区域贸易额占全球贸易额的13%。中国与东盟建立自由贸易区后，FDI的流入是否会影响进口贸易的增长？FDI的流入会替代进口贸易吗？
FDI的流入与进口贸易的关系如同FDI的流出与出口贸易的关系，两者是同一个问题的不同方面。以往对FDI与贸易之间关系的研究主要从FDI流出和出口贸易的角度展开，如新古典贸易H-O-S理论指出，国际贸易替代资本等要素流动，国际贸易中间接包含着要素的流动。同样，Mundell(1957)指出，在各国技术相同时国际贸易和国家要素流动是相互替代的。如果H-O-S理论成立，那么中国与西方经济发达国家之间的进口贸易将替代这些国家的FDI流入中国。但是我们发现，大量FDI流入地区同时也是进口较多的地区。Liu等(2001)在进口贸易与FDI的格兰杰因果检验的研究中指出，中国进口的增长引起FDI流入，而FDI流入同时也会增加本地出口额。
多数研究表明FDI与对外贸易可能为替代关系或互补关系，主要从以下几个方面对此进行了解释：(1)水平型FDI还是垂直型FDI？水平型FDI和垂直型FDI会对贸易产生不同的影响，垂直型FDI会增加贸易，水平型FDI会减少贸易(Markusen，1995；Markusen and Maskus，2002)；(2)市场导向型FDI还是效率型FDI？同样，市场导向型FDI和效率型FDI对贸易会产生不同的影响，市场导向型FDI只是为了获得国外的市场，因此会减少贸易，而效率型FDI会增加中间环节在全球的生产，贸易会增加(Markusen and Maskus，2002)；(3)FDI流入还是FDI流出？异质的FDI与贸易之间有着不同的关系，FDI的流入与贸易有着正向的关系，而FDI的流出对贸易有着负向的关系(Pain and Wakelin，1998)；(4)中间品出口还是最终品出口？双边的FDI和最终品的出口有着负向的关系，但是与中间品出口却有着正向的关系(Head and Ries，2001)；(5)进口还是出口？FDI的流出对本国的出口产生短暂的影响，但是对本国的进口则产生持续的影响。此外，部分学者指出，不同行业的贸易和FDI的关系也会不同(Blonigen，2001)。
在资源禀赋差异较大的经济发达国家和发展中国家，产业间贸易仍然占据主导。发展中国家通常进口本国资源禀赋较低的产品，如资本密集型产品和技术密集型产品。劳动力、资本以及技术等共同影响着FDI和对外贸易(Pfaffermayr，1996)。正如新新贸易理论所言，生产效率高的企业通常选择出口，而效率低的企业则通常选择供应本地市场对产品的需求(Melitz，2003)。大量的实证研究从贸易效应角度证实外商直接投资至少对中国部分地区的进出口有着显著的影响(冼国明等，2003；王少平、封福育，2006；周靖祥，2009)。然而，上述研究并没有考察贸易成本的变化对FDI以及进口贸易的影响。正如Markusen(1998)以及Markusen和Venables(1999)所言，随着不发达国家本地市场规模的变化、技术进步以及要素禀赋的变化，经济发达国家的企业会在这些不发达国家建立子公司。因此，本文的研究从新经济地理贸易自由化的动态视角出发，以揭示FDI流入与进口贸易两者之间的关系。
本文结构安排如下：第二部分为理论模型和经验假说，构建FDI流入与进口贸易的关系，重点探讨贸易自由化引起FDI与进口贸易之间关系的变化，提出经验假说；第三部分为计量模型与数据，主要说明计量模型中变量的选取、数据的来源以及计量中存在的内生性问题；第四部分为本文研究的计量结果，重点考察FDI流入与进口贸易之间的关系，同时说明中国地区间的差异；第五部分为本文的结论部分。
二、理论模型与经验假说
(一)基本假设
本文研究中我们建立了3×2×2的三地区、两部门、两要素的模型。模型中三地区我们分别用i=1，2，3来表示，代表本国、自由贸易区其他国家(下文简称为“F国”，本文中以东盟为例)以及世界上其他国家(除CAFTA外的其他国家，下文简称为“W国”)；各地区要素禀赋包括劳动力(L)和资本(K)，其中劳动力限于区域内部门之间的流动，资本则可以在区域之间流动；两部门分别为传统部门和现代部门，其中传统部门以规模报酬不变(CRS)和完全竞争为特征、生产同质品、仅使用劳动力一种要素作为投入；现代部门以规模报酬递增(IRS)和完全竞争为特征、生产异质品、生产中使用资本作为固定投入和劳动力作为可变投入。同质品区际贸易不存在贸易成本、异质品区域间贸易遵循“冰山贸易成本”(τ)。本文研究中传统部门变量我们使用上标A表示，现代部门变量使用上标M表示，整个经济系统对应变量使用上标W表示。
(二)消费者行为
消费者效用函数由两层效用函数构成，与Pflueger(2004)相似：上层效用函数为同质品和异质品组合的拟线性效应函数；下层效用函数采用Dixit和Stiglitz(1977)的CES效应函数，为异质品组合消费的效用函数。i地区代表性消费者效用函数为：
(四)贸易自由化、FDI与进口贸易
在贸易自由化的进程中，FDI的流入是否会导致进口的增加或者减少是本文重点关注的内容。本文研究过程中我们假定了地区具有相同的生产技术，即地区企业异质企业的边际投入相同。采用张伯伦垄断竞争加成定价，则本国、F国以及W国的异质品具有相同的出厂价
。将(3)式、(9)式和(10)代入(4)式，我们可以得到：
根据命题1、命题2，我们提出如下经验假说：
中国与东盟建立自由贸易区后FDI流入是否会导致中国的进口贸易额增加主要取决于中国与东盟贸易自由度、中国与第三国的贸易自由度、中国劳动力数量以及本国资本存量等。
三、计量模型与数据
(一)计量模型设定
本文研究重点考察贸易自由度以及FDI的流入对进口贸易的影响，除此之外在我们的经验假说中还指出资源禀赋和资本禀赋与本国的进口贸易是密切关联的，这与新古典理论研究结论是一致的。此外，在一些经验研究中指出汇率以及人力资本等因素对进口贸易有着影响，如果在我们的计量研究中不考察这些指标，可能因变量遗漏而导致残差项不服从白噪声的假设造成有偏估计。因此，在本文的研究中我们将这些因素设为控制变量。本文研究中使用面板数据进行检验，各省份作为样本地区，因此计量模型设定为：
(二)数据来源与变量说明
本文研究中使用的数据为2002-2008年期间全国28省(市、自治区)面板数据。③数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》(2009)、《中国区域经济统计年鉴》(2003-2008)、联合国贸易和发展数据库(UNCTAD)、国研网以及中经网等。研究中使用的外汇汇率数据来源于《中国统计年鉴》(2009)，东盟国家和世界其他国家GDP(美元现价)和贸易数据来源于UNCTAD，各省进口贸易数据来源于国研网，各省GDP、实际FDI数额、高校教师数、总人口数来源于《新中国六十年统计资料汇编》，年末从业人员数据来源于《中国区域经济统计年鉴》(2003-2009)，资本存量数据来源于单豪杰(2008)。单豪杰(2008)的资本存量数据只有重庆市和四川省合并数据，在本文研究中我们根据各地GDP占两地区GDP总值的比重乘以总的资本存量来计算该地区的资本存量。具体变量处理如下：
1.贸易自由度
间接贸易自由度是衡量区域间开放度的一个很好的代理变量，该方法在新经济地理和新贸易理论中得
到广泛的使用(Bosker and Garretsen，2010)。相比较仅使用进口或出口贸易总额与地区GDP的比值而言，该方法更能全面地反映贸易开放度。
2.其他控制变量
为避免遗漏变量引起计量的偏差，本文研究过程中使用了一些常见的控制变量：地区劳动力禀赋、资本存量以及地区人力资本以控制地区特征。新古典贸易理论建立在资源禀赋差异基础之上，本文研究中控制这些变量能够更好地处理贸易自由度的变化对FDI以及出口贸易关系的研究。劳动力禀赋数据我们使用中经网中年末从业人员数据作为代理变量，资本禀赋数据使用各省份资本存量数据(单豪杰，2008)，人力资本数据使用区域高校教师数与区域总人口的比值作为人力资本的代理变量。④
(三)内生性与GMM估计
如果估计式(14)中所有的解释变量相对于被解释变量都是外生的，那么我们可以直接使用固定效应或随机效应进行面板OLS/GLS估计。但是，FDI与贸易之间具有强内生性，两者有着相似的影响因素如劳动力、资本和技术等(Pfaffermayr，1996)。由于FDI和贸易有着很强的内生性，这就需要寻求工具变量解决这一问题。然而，在现有的研究中通常都没有对这一问题进行研究，这与社会经济现象中的内生性问题难以处理有着直接的关联。近年来经济学中控制性分析方法逐步增多，但是想要寻找一个合适的工具变量还是很难的。本文研究的数据为“宽横截面，短时间序”，除内生性外数据具有异方差等特征，相比较而言系统GMM能够很好地处理这些问题(Roodman，2009)。
(四)数据描述
图1为1985-2008年期间各省FDI与进口贸易的散点图，从散点图来看，随着FDI的流入增加，进口贸易总额从最初的增速平缓到快速增加。需要注意的是，在1985-2008年期间，中国经历了经济特区的发展、“南巡讲话”以及加入WTO，促进了贸易自由化水平的提高。安虎森和颜银根(2011)研究表明中国大量FDI的流入与中国的工业化水平以及贸易自由化有着直接的关联。由此，我们推测FDI流入和贸易自由度是形成这种非线性特征的根本原因所在。此外，表1列出了本文研究相关变量的观察值数、均值、标准差、最值。
四、计量结果
本文计量软件为Statal 1.0，文中给出了静态面板(固定效应、随机效应)和动态面板(差分GMM以及系统GMM)估计结果。为研究贸易自由化与FDI流入对地区进口贸易的共同效应，我们重点研究两者的交互项。此外，为说明在贸易自由度较低时FDI的流入可能对进口贸易产生负向的影响，在模型(3.1)-(3.6)中我们根据各省与世界其他国家的贸易自由度的大小重新分组。
(一)静态面板估计
表2给出了固定效应和随机效应的静态面板估计结果，其中模型(1.3)-(1.6)控制了时间固定效应，模型(1.5)-(1.6)增加了交互项。根据Hausman检验，在固定效应和随机效应中分别选择了模型(1.1)、(1.4)和(1.5)。模型(1.5)中
和lnExc在中国各省份之间是相同的，加入时间控制变量后因存在共线性而被省略掉。
从估计结果来看，FDI只是在加入了贸易自由度与FDI的交互项之后显著为正。在模型(1.1)和(1.4)中FDI系数为正但并不显著。各省与东盟国家贸易自由化水平(
的提高促进了本省的进口贸易，而在模型(1.5)中本省与其他国家的贸易自由度(
)的提高对本国进口增加的促进作用则并不明显。这从侧面说明了本省与其他国家贸易自由度的提高未必能够促进本国进口额的增加，很有可能是取决于本国与区外其他国家贸易自由度是否达到-定水平。控制变量劳动力禀赋、资本禀赋以及人力资本禀赋对进口贸易几乎不产生影响。人民币升值与进口贸易有着反向关系，并且十分显著，这与以往的理论和经验研究相同。
从模型(1.5)中我们发现，贸易自由度和FDI的交互项影响显著。其中，lnFDI×的系数显著为负，而lnFDI×系数显著为正，这就表明中国与东盟贸易自由化进程中FDI的流入抑制了各省进口贸易，而各省与世界其他国家的贸易自由化以及FDI的流入促进了各省进口贸易。在命题1中我们指出，如果随着中国与东盟贸易自由度突破某个“临界值”之后，FDI流入将导致中国从东盟的进口贸易减少。由于我们的理论模型中东盟和世界其他国家是完全对称的关系，中国与其他国家的贸易自由化刚好是中国与东盟贸易自由化的对称面。因此如果命题1成立的话，那么这就表明中国与东盟贸易自由度可能已经突破临界值而中国与世界其他国家的贸易自由化尚未突破临界值，中国-东盟自由贸易区的进程中FDI的流动将会替代进口贸易。
(二)动态面板估计
表2从静态面板角度研究了贸易自由度、FDI等与进口贸易的关系，但是正如上文所言，本文贸易自由度等与进口贸易存在着内生性的问题。为消除内生性的影响我们选择动态面板估计，包括Arellano和Bond(1991)提出的差分GMM估计和Arellano和Bover(1995)以及Blundell和Bond(1998)提出的系统GMM估计。但是，如果因变量和内生自变量类似于随机游走，那么差分GMM将面临弱工具变量问题。系统GMM则不通过差分后的方程估计参数，同时通过堆积数据来保持原始数据和差分数据，具有观察值数据翻倍、不存在差分后数据缺失等优点。
表3给出了Arellano和Bond(1991)提出的差分GMM估计、Arellano和Bover(1995)以及Blundell和Bond(1998)提出的系统GMM估计结果。模型(2.1)-(2.3)使用差分GMM估计，其中(2.1)-(2.2)使用贸易自由度以及FDI的一阶滞后(L1.lnFDI)作为工具变量，模型(2.3)增加FDI的二阶滞后(L2.lnFDI)作为工具变量。从模型的检验结果来看，Sargan-P值大于0.1，即模型中贸易自由度以及FDI的确存在内生性问题。模型(2.4)-(2.5)使用系统GMM估计，贸易自由度作为工具变量。使用系统GMM估计至少需要满足两个条件：(1)AR(1)对应的P值小于0.05而AR(2)对应的P值大于0.05；(2)Sargan检验P值大于0.1。在存在FDI项时，采用系统GMM无法满足条件(1)。此外，Hansen检验表明本文研究中的确存在内生性问题，因此模型(2.4)和(2.5)中并没有加入FDI项是设置合理的。在模型(2.2)、(2.3)和(2.5)中我们同时控制了时间效应。
从表3中我们可以看出，FDI对进口贸易的影响是不定的，估计结果也不显著。与表2中明显不同的是lnFDI×的系数发生了变化，差分GMM估计中不显著而系统GMM估计比较显著。也就是说，东盟与其他国家贸易自由度的增加以及FDI的流入抑制中国进口的增加，当然，这并非本文关心的重点。系统GMM估计中lnFDI × 的系数仍然为正，这与静态面板模型的估计结果是一致的，只是并不显著。
(三)贸易自由化水平、FDI与进口贸易
在命题1和命题2中我们指出只有在地区间贸易自由度比较大时FDI的流入才会促进本地进口额的增加。表4中我们分别给出了全体样本、高贸易自由度样本以及低贸易自由度样本Robust估计和系统GMM估计的结果。根据核密度估计的层次聚类，我们选择了
是否大于0.01作为判断标准。表4中模型(3.1)-(3.3)采用Robust估计，模型(3.4)-(3.6)采用系统GMM估计。从检验结果来看，系统GMM估计结果是可信的，对内生性的解决也是合理的。我们给出Robust估计结果只是为了做比较，并无他用。
从表4估计结果来看，FDI对出口贸易有正向影响，但在贸易自由度比较大的时候并不明显。需要指出的是，lnFDI ×、lnFDI×以及lnFDI×的系数变化值得重点关注。从模型(3.4)中可以看出三者的系数均为正，而且十分显著。但是，如果细分不同的贸易自由度水平，则会发现在贸易自由度比较低时和贸易自由度比较高时系数出现正负号的变化，这与我们的命题是一致，即贸易自由化后FDI流入可能替代或者增加出口贸易。表4中模型(3.5)-(3.6)我们主要考察不同组别值时lnFDI×对进口贸易的大小。在比较小时，lnFDI×系数为正；而在比较大时，lnFDI×系数为负，这与我们的命题1是完全一致的。
劳动力禀赋对进口贸易有着显著的正向影响，在贸易自由度比较大时这一影响尤为明显，这可能是由于劳动人口同时作为消费者，随着贸易自由度的增加地区劳动力对国外消费品需求会增加。这就说明了在中国改革开放的进程中，为何出现大量美国货、欧洲货、日本货以及韩国货等涌入中国。在贸易自由度比较大时，本地资本禀赋充裕的地区，产品本地生产替代大量的进口产品。人民币升值更利于本地进口，表4中lnExc的系数为负，与新古典贸易理论的结论是一致的。模型(3.4)-(3.6)证实了本文研究的经验假说，中国与东盟建立自由贸易区后FDI流入是否会导致本国的进口贸易额增加主要取决于本国与东盟贸易自由度、本国与第三国的贸易自由度、东盟与第三国的贸易自由度、本国劳动力数量以及本国资本存量等。
五、评述性结论
改革开放以来，中国对外开放程度越来越高。随着中国加入东盟自由贸易区，FDI的流入是否替代进口的增加，转而本地市场更多地依靠新迁入的外资企业提供产品？或者FDI的流入增加了中间产品的生产而增加了进口？本文不同于以往的研究，并没有从这些角度来考察FDI与进口贸易之间的关系。中国FDI与进口贸易快速增长的过程中恰逢中国市场开放，地区贸易自由化水平快速提高。因此，本文首先建立了三地区、两部门和两要素的空间一般均衡模型，理论研究指出FDI对本地区进口贸易的影响主要取决于地区之间的贸易自由化水平，甚至会取决于第三国与本国贸易伙伴的贸易自由度。在此基础上我们使用2002-2008年期间全国28个省(市、自治区)面板数据对这一假说进行了经验检验。研究结果表明，FDI与进口贸易之间并没有必然的正相关关系，当地区间贸易自由度突破某个“临界值”时，贸易自由化进程中FDI的流入将会替代进口贸易。
Baldwin等(2003)在研究新经济地理理论和政策时提出了贸易自由度，这种贸易自由度中包含了地区之间的地理距离等因素，可以说明地区之间的贸易成本。本文研究中使用Head和Mayer(2004)提出的间接贸易成本作为贸易自由度的替代变量。根据前文的研究，我们得到如下启示：中国-东盟自由贸易区建立后，外商直接投资流入可能会降低中国的进口贸易。但是如果能够同时提高中国与其他国家贸易自由化水平，则完全可以促进中国进口贸易的增加，FDI的流入将与进口贸易成为互补关系，从而有利于中国未来经济的发展。
注释：
①本文模型建立中没有对地区生产率差异进行研究，有兴趣的读者可参见Markusen和Venables(1999)。
②我们这里的假设与以往的新经济地理标准模型中的假设一致，即不存在区域之间不对等的制度障碍以及贸易优惠政策如最惠国待遇等。
③由于FDI数据缺失，文中剔除了海南、青海和西藏三省份样本，同时文中未包含港澳台地区。
④由于数据的缺失，本文研究中并未使用目前常见的受教育年限或者每万人大学生数，我们对搜集到的部分省份三类数据进行简单比较，研究结果相似。
标签：贸易自由化论文; 资源禀赋论文; 新经济论文; 经济论文; 禀赋效应论文; 中国东盟自由贸易区论文; 进口论文; 地理论文; gmm论文;