中国对GMS直接投资于双边贸易的效应

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了钢铁摩擦对我国出口竞争力的消极影响。

4 我国应对中美钢铁贸易摩擦的建议

4.1 建立和完善相关预警机制

针对可能发生的钢铁摩擦，我国政府和钢铁行业应该积极建

立和完善钢铁出口预警机制。我国钢铁出口企业应加强技术改造和技术创新来提高产品附加值，这是减少中美钢铁贸易摩擦的重要措施。此外，还要时刻关注美国钢材市场状况，搜集各方面钢材市场信息。

4.2 规范钢铁出口企业的行为，优化钢铁产品出口结构市场竞争的实质和重要手段是价格竞争，而低价恰恰是倾销成立并易于遭受进口国反倾销的首要因素。我国企业要转变传统观念，改变以价取胜的价格竞争策略，走出一条自我创新的路，加大在产品研发、设计、服务等方面的投入，创新品牌，开发差异化产品，争取以质取胜。4.3 大力开拓新市场

出口区域的过度集中容易受进口国经济环境的影响，因此我国应积极拓展美国以外的市场，逐步加大对亚非等新兴市场的出口力度，促使出口区域结构更加多元化。4.4 提高钢铁产业集中度

一是要淘汰高能耗、高污染和低附加值的产品，防止盲目扩大投资搞重复建设；二是要鼓励有规模和技术优势的企业在达到经济规模的同时实现生产工艺和技术装备现代化和大型化；三是进行钢铁企业的并购和重组，加快淘汰那些造成资源和能源浪费的中小型钢铁企业,优化产业组织结构，提高行业集中度，形成规模效

中国对GMS直接投资于双边贸易的效应分析

暨南大学经济学院 韩慧敏 黄智立

摘 要：本文基于东盟十国的背景着重考察了中国对GMS投资于双边贸易的作用，结果表明中国对外投资有助于增加出口继而推动贸易总量增长，但相对而言对GMS成员国的投资回报较低。中国倾向于增加对GMS出口减少对其进口，从而使得贸易顺差扩大，此外贸易国的市场规模增大将对贸易起到显著的促进作用。关键词：大湄公河次区域 GMS 直接投资 双边贸易中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号：1005-5800(2012)08(a)-220-02进入新世纪以来，中国与大湄公河次区域(GMS)的合作关系日益密切，中国一直是GMS国家重要的外资来源地。2003~2010年，中国对GMS的直接投资存量年均增长56.68%，而同期中国对外直接投资年均增长率仅为38.05%。虽然GMS投资合作发展迅速，但总体水平低，并呈现出投资流向不对称的特点。经济合作除了双方的相互投资之外，双边贸易的发展也非常迅速。近年来中国与GMS各国的贸易合作不断升温，双边贸易总量年均增长25.06%。对外直接投资与对外贸易之间是互补还是替代关系的问题一直是理论界讨论的焦点。中国对GMS进行的直接投资和生产销售是会因直接满足GMS市场需求而替代了原有的对GMS区域的出口，还是会因带动原材料、中间产品及技术的出口而促进了双边贸易发展？

Mundell(1957)最早研究对外贸易与FDI的关系，认为它们存在替代效应，即贸易障碍会促进资本的流动，而资本流动障碍会产生贸易。Krugman(1984)支持直接投资对贸易的创造观点，认为国际直接投资会导致技术创新和制度创新，从而创造出对外贸易竞争优势，使对外贸易与国际直接投资同步发展。张海波和闫国庆(2010)认为长期看东亚新兴经济体对外直接投资对进出口贸易具

有创造效应，但短期内却具有替代效应。至于涉及GMS的研究，刘志雄和高歌(2011)以中国—东盟自由贸易区(CAFTA)为对象进行了投资与贸易关系的实证研究，认为CAFTA 的建立为我国对东盟的直接投资带来了越来越明显的投资创造效应和投资转移效应。

综上分析贸易与投资间尚无统一的理论，主要观点有替代、互补和互动关系。涉及GMS区域的研究往往侧重于从中国与东盟的角度考察贸易与投资的关系。本文将从中国与GMS的角度考察中国对GMS的直接投资与贸易之间关系，这对于中国审视GMS合作机制的成效、定位下一步合作方向有重要意义。

1 模型的构建、估计和检验

1.1 模型设定及数据来源

为将GMS五国与东盟十国中其它国家做一个对比，继而判断GMS的成立是否起作用，本文选取中国和东盟十国作为研究对象，样本区间为2003~2010年。变量包括中国从东盟各国进口流量值益。这里的重组并不是政府行政性的合并,而是在市场机制的基础上，依靠市场本身的“优胜劣汰”规则，促使生产要素向优势企业积聚，促进产业的集中化。另外，钢铁产业要从粗放式生产转向节约化、专业化生产，规模性钢铁企业集团控制全行业的粗钢产量和多种大规模化生产的钢铁制品，一些中小型钢铁企业更专注于对钢材的深加工和延伸性服务等。4.5 培育和发展行业协会、商会等行业组织积极发挥行业协会的作用，加强行业协会在贸易磨擦应对机制中的作用，是我国目前急待解决问题。应该建立组织规范的行业协会，通过钢铁行业协会来维护出口行业和企业的利益。美国频繁利用两反一保等贸易救济措施对中国钢铁产品实施限制，在此情况下，行业协会可以起到协调和牵头作用，帮助企业应诉和提供专业支持。另外，行业协会也应建立监测预警机制，把有关工作的重点由事后处理转向事先预防，及早发现问题、解决问题。

参考文献

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(im)、中国对东盟各国出口流量值(ex)及中国对东盟各国进出口总流量值(trade)；中国对东盟各国直接投资存量值(ofdi)；市场规模用各国名义GDP衡量，除缅甸及2010年文莱的数据来自IMF外，其余皆来自世界银行。

为清晰地分析中国对GMS的投资对双边贸易的作用，建立如下三个回归方程(1)、(2)、(3)：

ln(exijt)=a 1+a 2ln(ofdiijt)+a 3ln(gdpit)+a 4gmsit+a 5gmsit* ln(ofdiijt)+a 6gmsit*ln(gdpit)

ln(imijt)=a 1+a 2ln(ofdiijt)+a 3ln(gdpit)+a 4gmsit+a 5gmsit* ln(ofdiijt)+ a 6gmsit*ln(gdpit)

ln(tradeijt)=a 1+a 2ln(ofdiijt)+a 3ln(gdpit)+a 4gmsit+a 5gmsit * ln(ofdiijt)+ a 6gmsit*ln(gdpit)1.2 面板数据单元根检验

传统的时间序列模型只能描述平稳时间序列的变化规律，而面板数据兼具截面数据和时间序列的特征。由于潜在的虚假回归问题，在进行面板回归前要先对面板数据进行单位根检验。因此对面板数据考虑下面的AR(1)过程：

y it =ρi y i ,t-1+x it δi +u it ，

i=1.2,…,t=1,2,…t (4)其中，x it 表示外生变量，

n表示个体截面成员数，ti表示第 i 个截面成员观测时期数，参数ρi 为自回归系数，

随机误差项uit满足独立同分布假设。本文采用各截面序列具有相同单位根过程的 LLC (Levin-Lin-Chu)方法对各单序列进行单位根检验，结果所示各序列面板数据单位根检验的结果皆平稳。1.3 回归检验

本文使用ev iews 6.0混合回归的方法对数据进行处理，Hausman检验结果均显著，并选择Cross-Section加权方式来进一步消除截面数据带来的异方差，基本估计结果见表1。1.4 回归结果分析

(1)方程(1)显著性最好，除了gms it *ln(gdp it )不显著之外，

其余变量均在1%的置信度下显著。方程(2) ln(ofdi ijt )及gms it * ln(gdp it )在10%的置信度下仍不显著，这说明无论是对整个东盟来说还是单独对GMS来说，中国直接投资并未能促进中国对其进口更多的货物。方程(3)中，三个含虚拟变量的变量均不显著，这意味着对贸易总量而言，GMS相对于东盟其它五国并无明显区别。

(2)当中国对外直接投资增加1%时，中国对其出口将增加0.304%，对其进出口总量将增加0.168%。GDP相对显现出最好的显著性及较大的影响力度，对中国的出口量、进口量以及进出口总量均在1%的置信度下显著且为正向关系。当贸易国gdp增加1%时，中国对其出口将增加1.14%，进口将增加1.224%，贸易总量将增加1.149%。从而可知贸易国的市场规模对贸易的开展有较大影响。

(3)回归结果显示GMS成员国的身份对中国对其出口起很强的促进作用(系数为5.421)，但同时又对中国对其进口起很强的抑制作用(系数为-5.353)，综合作用下GMS身份对双边贸易的影响在10%的置信度下仍不显著。gms it * ln(ofdi ijt )仅与出口呈显著的反向关系，而对进口及贸易总量的影响不显著，这意味着当一国为GMS成员国时，中国对其直接投资每增加1%，相对于东盟中非GMS成员国来说，中国对该国的出口将少增加0.236%，而对于进口及贸易总量而言，则不存在明显区别。gms it * ln(gdp it )则仅在5%的置信度下对进口呈显著的正向关系，而对出口及贸易总量的影响则不显著，这意味着当一国为GMS成员国时，该国GDP每增加1%，相对于同样增加1%的东盟中的非GMS成员国来说，中国对该国的进口将多增加

0.37%，而对于出口及贸易总量而言，则不存在明显区别。

表1 回归结果

出口

进口进出口c -8.033***(-5.081)-6.602***(-3.154)-5.887***(-2.98)ln(ofdi ijt )0.304***(5.059)

0.056(-0.955)

0.168***(-2.7)ln(gdp it ) 1.14***(-9.159) 1.224***(7.955) 1.149***(-7.77)gms it

5.421***(3.169)-5.353**(-2.485)

0.969(-0.482)

gms it *ln(ofdi ijt )-0.236***(-3.18)

-0.108((-1.574)-0.074(-1.072)gms it * ln(gdp it )

-0.184(-1.367)

0.37**(-2.335)

-0.029(-0.19)

adjust-R 20.9450.9720.976F 统计量273.115***

558.456***

639.293***

Hausman-test ///D.W 统计量

0.24

0.391

0.409

2 结论及进一步讨论的问题

第一，中国对东盟十国直接投资有助于增加对其出口继而推动贸易总量的增长，但相对而言投资到GMS成员国的回报较低；第二，中国倾向于增加对GMS成员国的出口减少对其进口，,但该GMS 成员国名义GDP增加时，这种倾向减弱；第三，贸易国GDP对双边贸易呈显著促进作用，且中国对GMS成员国的进口将与其GDP呈更强的正向关系；第四，在为何中国倾向于扩大对GMS成员国的贸易顺差的问题上，可能是因为中国对其投资为市场寻求型，加上中国近些年来明显的外向型经济导向所导致；第五，从贸易的角度上看之所以中国投资到GMS成员国的收益相对于东盟其他成员国的较低，原因可能是由GMS目前基础设施建设水平低等，妨碍了资源的进一步有效利用。此外各国出于对政治、安全等因素的考虑，使得GMS对外开放速度慢、层次少、水平低所导致。

由此，本文的结论是：中国对GMS区域的直接投资是贸易创造性的。中国可以鼓励国内劳动密集型、出口竞争力强的行业与企业通过对外直接投资形式进行转移，这是进一步深化GMS战略合作的一个重要方向，它不仅可以通过将国内过剩生产能力转移到GMS开拓当地市场，最大限度实现已掌握的生产技术价值，还可以绕开各种贸易壁垒带动原材料、中间品及技术的出口，促进对GMS 贸易的增长。

参考文献

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