歐盟在華直接投資與中國對歐盟出口商品結構

摘要：通過運用數據分析，考察了歐盟在華直接投資的結構特征與中國對歐盟出口商品的結構特征，發現它們之間存在顯著相關性。通過計量進一步論證了歐盟在華直接投資可帶動勞動密集型和資本密集型產品，及低、中、高技術密集型產品對歐盟不同出口效果，據此證明了歐盟在華直接投資對中國出口歐盟商品結構優化產生了積極影響。

關鍵詞：歐盟；直接投資；出口商品結構

中圖分類號：F740.4 文獻標識碼：A

An Empirical Study on the Relationship between EU Direct Investment in China and China′s

Export Structure to EU

HU Xiao， WANG Tao-sheng

(Hunan International Economics University， Changsha 410000， China)

Abstract: The paper studies the structural characteristics of EU direct investment in China and China′s export commodity structure to EU according to a lot fof data. It is found that there exists a correlation between these two items. Using econometric methodology， the paper further finds that EU direct investment in China will lead to different impacts on China`s export of labor-intensive products and capital-intensive products， and low， medium and high technology manufactures to EU， which indicates that EU direct investment has played a significant role in improving the export structure of China to EU.

Key words:EU; direct investment; export commodity structure

一、引言

從中歐貿易發展看，自1975年中歐建交以來貿易規模不斷擴大，中國作為最大的發展中國家，歐盟是世界上最大的經濟組織，2007年歐盟首次超過美國和中國香港，成為中國第一大出口市場，出口額占當年中國貨物貿易出口總額的20.7%。伴隨著中歐貿易規模的擴大，中國對歐盟出口商品結構也發生了顯著變化，一方面，在中國對歐盟出口商品中，工業制成品占據絕對的比重，2009年工業制成品出口占到中國對歐盟出口總額的96.44%；另一方面，在工業制成品內部，資本技術密集型產品出口超過勞動密集型產品出口，如自動數據處理器、辦公化設備等高技術密集型產品在對歐盟出口中的比重越來越大。從中國利用歐盟FDI看，1986年為1.8億美元，2008年底累計達625.7億美元。歐盟是世界上最大直接投資輸出地區，隨著中國外商投資環境的改善及國際經濟地位的提高，歐盟跨國公司進入中國的數量和規模越來越大。那么歐盟在華直接投資的增加是否是中國對美國出口商品結構不斷優化的原因？在改善中國對歐盟出口商品結構上歐盟在華直接投資是否發揮了積極的促進作用？

關于東道國利用FDI與出口商品結構關系的研究，Muchielli and Chedor（1998）曾指出，對發展中國家進行投資的外國資本，擁有國內企業所不具備的國際市場經驗和知識、更完善的國際銷售網絡、更先進的技術及管理經驗，因此外商直接投資可以大大提高東道國的出口競爭力，在長時間里還可能改變東道國出口商品的結構； Wang，Buckley and Clegg（2002） 利用回歸分析方法考察了FDI對中國出口商品結構的影響，發現外商直接投資對中國出口發展做出了重大貢獻的同時，出口商品中制成品和資本技術密集型產品所占份額不斷上升，表明外商直接投資促進了中國出口商品結構。之所以利用外資能促進東道國出口商品結構優化，多數學者從FDI技術溢出的角度考察FDI與東道國貿易結構變革的關系，Richard（1974）明確提出了FDI的技術外溢問題；Blomstrom（1992）肯定了FDI技術溢出是影響貿易結構的關鍵因素；江小涓（2002）認為，外商投資企業對擴大中國出口規模和提升中國出口商品結構有突出的貢獻，這種貢獻與其生產總量的擴張、出口傾向強、與跨國公司全球體系聯系密切和當地配套比率提高等因素有關；付朝陽（2003）分析了我國出口商品構成從初級產品、自然資源密集型產品和低技術制成品為主演變為以低、中、高技術制成品為主，在這個演變過程中，外資企業的作用遠遠超過非外資企業的作用，說明外商對中國的直接投資改善了中國出口商品結構。關于歐盟在華直接投資與中歐貿易之間關系的文獻有李俊、崔艷新（2007）；邵玲、謝建國（2008）；葉文佳、于津平（2008），他們運用協整分析方法進行研究，得出結論：歐盟在華直接投資促進了中歐貿易的發展，歐盟在華直接投資與中歐貿易之間存在長期的均衡關系。

二、歐盟在華直接投資與中國對歐盟出口商品的結構特征

（一）歐盟在華直接投資的結構特征

歐盟在華直接投資約60%-80%流向了中國的制造業，見表1，從整體變化趨勢來看歐盟在華制造業直接投資是減少的，但從投資比例來看，制造業仍然是歐盟在華的重點投資領域。歐盟在華服務業直接投資比重逐年增加，到2006年以后約占直接投資總額的1/3強。

從歐盟在華直接投資的制造業看，主要集中于資本密集型與高科技行業，見表2，如汽車工業、醫藥及醫療器械制造業、電子、電器及通信制造業。首先，汽車及零部件制造業、醫藥及醫療制造業、電子、電器及通訊制造業三者的投資比重總和占到歐盟在華投資的50%左右，其次，機械、紡織與化學工業投資比重相對較小，但處于不斷增長的趨勢，尤其是具有高技術、高附加值的化學工業，所占投資比重由1995年的5.34%增加到2008年的10.64%，增長迅速。

（二）中國對歐盟出口商品的結構特征

中國對歐盟出口商品一直以工業制成品為主，且工業制成品在出口商品比重逐年上升，見表3，工業制成品出口比重由1995年的89.08%上升到2008年的96.64%；初級產品出口所占比重較小，由1995年的10.92%下降為2008年的3.36%，農產品、原材料、能源產品的出口比重逐年減少。

在工業制成品內部，以勞動密集型產品為主的出口結構轉變為以資本技術密集型產品為主的出口結構，見表3，2001年中國對歐盟資本密集型產品出口超過勞動密集型產品出口且持續增長，2008年資本密集型產品出口比重已達到57.92%，其中又以機械運輸設備的出口比重增長最快，由1995年的25.15%增加到2008年的53.46%，上升了28個百分點；化學制品及相關產品的出口比重較小且持續減少，2008年僅為4.41%；以雜項制品為代表的勞動密集型產品所占比重不斷下降，輕紡、橡膠、礦冶產品的出口比重在經歷了1995-2004年的下滑后，從2005年起比重逐年增長，但是增長的幅度不大，整體來看，這一類別的工業制成品出口變化幅度較平穩。

參照Lall（2000）在分析發展中國家制成品競爭力時使用的分類方法，根據RD投入的密集度，對中國向歐盟出口產品按技術構成分類發現，我國高技術制成品對歐盟出口增長速度最快，如高技術中的半導體、電子設備、電力機械、醫藥、航空設備、精密光學儀器、辦公設備等，其出口比重已由1995年的15.59%增加到2008年的37.42%；低技術中的制成品如紡織服裝鞋帽等對歐盟由1995年的44.81%減少到2008年的30.56%，見表4。

三、歐盟在華直接投資與中國對歐盟出口商品結構關系模型

（一）變量選取與數據說明

選取的原始數據樣本為1992-2008年歐盟在華直接投資與中國對歐盟出口商品的年度數據，原始數據來源于中國投資指南網和UNCOMTRADE數據庫。在變量選取上，被解釋變量為中國對歐盟工業制成品與初級產品出口額之比（EXMS），初級產品出口占中國對歐盟總出口比重（XP）、勞動密集型產品出口比重（XML）、資本密集型產品出口比重（XMC）；低技術密集型制成品出口比重（XLT）、中等技術密集型制成品出口比重（XMT）、高技術密集型制成品出口比重（XHT）；選取的解釋變量為歐盟在華直接投資以及人民幣對歐元的實際有效匯率。為了消除模型中可能存在的異方差現象和時間序列的波動性，對數據進行對數化處理，處理后的變量分別記為LnEXMS、LnXP、LnXML、LnXMC、LnXLT、LnXMT、LnXHT、LnTFDI、LnREEP。

（二）變量的平穩性檢驗

為避免由非平穩時間序列造成的偽回歸，在進行協整分析前先采用ADF單位根檢驗來檢驗各變量的平穩性，它是針對宏觀經濟數據序列、貨幣金融數據等時間序列中是否具有某種統計特征而提出的一種平穩性檢驗方法，即進行如下回歸：

Δxt=α0+α1t+α2xt-1+∑[DD(]k[]i=1[DD)]α3iΔxt-i+μt(1)

并假設檢驗：H0：α2=0；H1：α2＜0，如果接受假設H0，而拒絕假設H1，則說明序列存在單位根，即序列是非平穩的；否則說明序列不存在單位根，即序列是平穩的，方程中加入k個滯后項是為了是殘差項為白噪聲。在單位根檢驗中，如果變量是非平穩的，還需檢驗其差分的平穩性。一般地，如果非平穩時間序列 yt 經過 d 次差分后達到平穩，則稱其為d階單整序列，記作I(d)。其中d為序列包含的單位根個數。所有變量同階單整是變量之間存在協整關系的前提條件。模型中所涉及到的變量的平穩性檢驗結果如表5所示。

經ADF平穩性檢驗后，在10%的顯著水平下，LnTFDI、LnEXMS、LnXP、LnXML、LnXMC、LnXLT、LnXMT、LnXHT、 LnREEP的ADF值都高于臨界值，存在單位根，是非平穩序列，于是進一步對它們的一階差分序列進行檢驗。通過比較ADF值和10%時的臨界值發現，ADF值低于臨界值，通過了平穩性檢驗，即LnTFDI、LnEXMS、LnXP、LnXML、LnXMC、LnXLT、LnXMT、LnXHT、LnREEP都是一階單整，滿足進行協整技術分析的前提。

（三） 協整技術分析

本文模型中涉及到兩個以上變量之間的關系檢驗，采用Johansen提出的基于VAR的協整檢驗，同時采用采用Johansen（1988）、Johansen和Juselius（1990）提出的多變量系數矩陣∏的極大似然比檢驗方法分析各變量之間的協整關系。首先，考察歐盟對華FDI存量與中國對歐盟出口工業制成品與初級產品的比值以及資本密集型與勞動密集型產品比值的相關性，協整方程的結果顯示，從長期來看，歐盟在華直接投資存量增加1個百分點，則中國出口歐盟的商品結構優化0.7348個百分點；其次，考察歐盟對華FDI存量與中國對歐盟初級產品、勞動密集型產品、資本技術密集型產品出口比重之間的長期均衡關系，歐盟對華FDI存量增長1%，資本、技術密集型產品出口比重就上升0.817%；最后，考察歐盟對華FDI與技術構成分類下中國對歐盟低技術制成品出口比重、中等技術密集型制成品出口比重、高技術制成品出口比重之間的長期關系，歐盟對華FDI存量增長1%，資本、技術密集型產品出口比重就上升0.681%，中等技術密集型產品出口比重上升0.280%，相對影響較小；對低技術密集型制成品出口比重的影響為負。

（四）誤差修正模型

對于一組具有協整關系的變量，可建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型，以此來研究模型的短期動態特征以及反映變量由短期偏離向長期均衡調整的速度。誤差修正模型的一般形式為：

式中yt=yt-yt-1，xt=xt-xt-1。yt代表中歐貿易變量，包括中國對歐盟初級產品出口占中國對歐盟總出口的比重、勞動密集型產品出口比重、資本技術密集型產品出口比重，低、中、高技術密集型產品出口比重；xt代表歐盟對華FDI存量以及人民幣對歐元的實際有效匯率；ecmt-1是誤差修正項。

四、結論及建議

模型結果顯示，短期內歐盟對華直接投資增加1%，中國對歐盟出口商品結構優化1.083個百分點，短期內FDI對高技術產品出口比重增加的影響作用最大，低技術密集型制成品出口次之，中等技術產品受到的影響最小；從長期來看，歐盟對華FDI存量增加1個百分點，中國對歐盟出口商品結構提升0.735個百分點，其中初級產品出口比重減少0.468個百分點，勞動密集型產品出口比重減少0.588個百分點，資本技術密集型產品出口比重增加0.817個百分點；在技術構成分類來看，中等技術和高技術制成品出口比重分別增加0.280個百分點、0.681個百分點，低技術密集型產品出口比重減少0.032個百分點。這表明歐盟在中國直接投資在改善中國對歐盟出口商品結構上發揮了積極作用。

據此，首先要積極通過引資方式的創新引導歐盟FDI流向有利于我國出口商品結構優化的行業擴展。充分利用歐盟與我國產業的互補性，加強與歐盟的研發合作，培育具有國際競爭優勢的主導產業，從而實現我國對歐盟出口商品結構進一步優化升級。其次，加強我國國內企業應加強與歐盟企業的后向聯系，即國內企業為歐盟各國跨國公司子公司提供成品生產或制造所需的原材料、零部件和各種服務。第三，我國引進歐盟直接投資和發展對歐盟貿易應該注意兩者的協調統一性，以全面提高貿易產品在國際市場上的競爭能力、優化出口貿易結構為目標，改善投資環境吸引更多的歐盟企業來我國投資。

參考文獻：

［1］ Muchielli and Chedor. Foreign Direct Investment， Export Performance and the Impact on Home Employment:A Empirical Analysis of French Firms［J］．New Horizons in International Business，1998.

［2］ Chengqi Wang，Peter J.Buckley and Jeremy Clegg.The Impact of Foreign Direct Investment on Chinese export performance〔J〕28th Annual Conference of European International Business Academy，2002，(12):8-10.

［3］ Richard E.Caves.Money and capital development［J］．Journal of International Economics，1974:223-224

［4］ Blomstrom.Foreign investment and technology transfer:A simple model［J］．European Economic Review，1992(36):137-155.

［5］ Sanjaya Lall. The technological structure and performance of developing country manufactured exports， 1985-1998. Qeen Elizabeth House， University of Oxford. Working Papers qehwps44， 2000（6）：34-36

［6］ 江小涓．中國出口增長與結構變化：外商投資企業的貢獻［J］．南開經濟研究，2002（2）：30-34．

［7］ 詹錦華.美國在華直接投資對中美貿易的影響［J］．哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2009（2）：65-69.

［8］ 李俊， 崔艷新， 趙囡囡．中國-歐盟貿易差額現狀及其原因的實證分析［J］．國際貿易問題， 2007(11)：25-30

［9］ 邵玲，謝建國．中歐制成品產業內貿易影響因素實證分析［J］．國際貿易問題， 2008(4)：43-48.

［10］葉文佳， 于津平．歐盟對中國FDI與中歐貿易關系的實證研究［J］．世界經濟與政治， 2008(4)：21-27.

（責任編輯：關立新）