劉 洋

（大連海事大學(xué) 交通運(yùn)輸工程學(xué)院，遼寧 大連 116026）

1 引言

改革開(kāi)放40 年來(lái)，中國(guó)對(duì)外開(kāi)放水平取得長(zhǎng)足發(fā)展，中國(guó)成為國(guó)際上最大的外商直接投資（FDI）接收國(guó)之一。目前，中美兩國(guó)已經(jīng)成為彼此經(jīng)貿(mào)往來(lái)的重要合作伙伴。美國(guó)對(duì)華投資始于1980年4月的中美北京飯店項(xiàng)目[1]，進(jìn)入21 世紀(jì)后，美國(guó)對(duì)華FDI的增速加快、行業(yè)構(gòu)成也呈多樣化，在FDI 總存量的行業(yè)占比中，制造業(yè)年均占比在62.2%以上，只在2008 年受金融危機(jī)的影響此數(shù)值降為45.6%。就美國(guó)制造業(yè)在華FDI 流量來(lái)看，從2005 年的5.65 億美元上漲到2018年的48.12億美元，制造業(yè)FDI呈現(xiàn)出逐年上升的態(tài)勢(shì)。商務(wù)部經(jīng)合研究院顯示，伴隨著美國(guó)在華制造業(yè)FDI的增長(zhǎng)，美國(guó)已成為中國(guó)第一大貨物出口市場(chǎng)和第六大進(jìn)口來(lái)源地，由此帶來(lái)海運(yùn)需求的增長(zhǎng)。中美制造業(yè)產(chǎn)品貿(mào)易多以服裝、食品、玩具、家用電器、器械設(shè)備等為主。據(jù)美國(guó)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2017 年我國(guó)對(duì)美出口金額的73%為海運(yùn)，其中88%為適箱貨，自美進(jìn)口金額的56%為海運(yùn)，其中78%為適箱貨。李響[2]認(rèn)為美國(guó)制造業(yè)戰(zhàn)略短期內(nèi)不會(huì)對(duì)中美集裝箱運(yùn)量產(chǎn)生影響，遠(yuǎn)期運(yùn)量會(huì)減少。張銳[3]研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)對(duì)華FDI存在貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)和貿(mào)易替代效應(yīng)。孫語(yǔ)陽(yáng)[4]認(rèn)為美國(guó)外商直接投資只對(duì)中國(guó)的資本與技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)影響顯著。高婕[5]認(rèn)為美國(guó)制造業(yè)回歸對(duì)中國(guó)制造業(yè)出口存在影響。David[6]認(rèn)為中美雙邊FDI 產(chǎn)生的貿(mào)易與政策、資源、制度等有關(guān)。趙雪玉[7]分析認(rèn)為世界貿(mào)易與世界航運(yùn)存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。蔣永雷[8]認(rèn)為區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)分布格局和港口物流網(wǎng)絡(luò)相互影響。

總體來(lái)看，前人的研究多集中在美國(guó)制造業(yè)對(duì)華FDI 與貿(mào)易關(guān)系的戰(zhàn)略層面。涉及到海運(yùn)方面的研究更多關(guān)注于經(jīng)濟(jì)貿(mào)易及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與港口網(wǎng)絡(luò)的關(guān)系。而由美國(guó)對(duì)華制造業(yè)FDI 引起的產(chǎn)業(yè)要素轉(zhuǎn)移對(duì)中美兩國(guó)海運(yùn)需求影響的相關(guān)定量研究甚少。因此，本文利用Almon 多項(xiàng)式分布滯后模型，實(shí)證分析了美國(guó)在華制造業(yè)FDI 對(duì)中美間集裝箱貿(mào)易量的相關(guān)關(guān)系和時(shí)滯效應(yīng)，以探尋制造業(yè)FDI對(duì)國(guó)際海運(yùn)需求影響的規(guī)律性。

2 Almon多項(xiàng)式分布滯后模型與數(shù)據(jù)選取

2.1 美國(guó)在華制造業(yè)FDI與中美集裝箱貿(mào)易量關(guān)系研究與數(shù)據(jù)選取

美國(guó)制造業(yè)FDI 對(duì)中國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有一定的影響。一方面，F(xiàn)DI促使美國(guó)跨國(guó)公司將本土的原材料、中間產(chǎn)品及生產(chǎn)設(shè)備轉(zhuǎn)移到中國(guó)來(lái)，或安排其供應(yīng)商直接將物資運(yùn)輸?shù)街袊?guó)，因而增進(jìn)了美國(guó)對(duì)中國(guó)的出口。另一方面，根據(jù)小島清的貿(mào)易替代理論[9]，F(xiàn)DI 為中國(guó)制造業(yè)帶來(lái)了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，技術(shù)溢出效應(yīng)使中國(guó)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)凸顯，增加了中國(guó)向美國(guó)的出口貿(mào)易。世界貿(mào)易與航運(yùn)有著本質(zhì)的聯(lián)系，貿(mào)易產(chǎn)生了運(yùn)輸需求，而中美進(jìn)出口貿(mào)易以海洋運(yùn)輸為主，制造業(yè)初級(jí)產(chǎn)品及制成品多以集裝箱裝載，這便導(dǎo)致了中美間集裝箱貿(mào)易量的變動(dòng)。為得出FDI 與集裝箱貿(mào)易量之間的具體數(shù)量關(guān)系，特選取2005-2018年美國(guó)在華制造業(yè)FDI和中美間集裝箱貿(mào)易量年度數(shù)據(jù)建模分析，數(shù)據(jù)來(lái)自U.S. Bureau of Economic Analysis（BEA）和克拉克森集裝箱情報(bào)季刊。

2.2 Almon多項(xiàng)式分布滯后模型

經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中，當(dāng)某些經(jīng)濟(jì)變量作為被解釋變量時(shí)，不僅受當(dāng)期解釋變量或者自身的影響，而且也受到過(guò)去某些時(shí)期各種因素甚至自身過(guò)去值的影響。通常把這種過(guò)去時(shí)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(jiǎn)稱(chēng)滯后模型。在對(duì)分布滯后模型估計(jì)時(shí)，根據(jù)滯后長(zhǎng)度的有限和無(wú)限，滯后模型可劃分為有限分布滯后模型和無(wú)限分布滯后模型。

阿爾蒙多項(xiàng)式分布滯后模型（Polynomial Distribution Lag Model，PDL）即滯后長(zhǎng)度k 為有限數(shù)的分布滯后模型：

其中 β0為短期或即期乘數(shù)，βi（i=1,2,...,k）為動(dòng)態(tài)乘數(shù)或延遲系數(shù)。阿爾蒙假定模型（1）中的諸系數(shù) β 可用適當(dāng)?shù)亩囗?xiàng)式逼近，即：

其中m 是多項(xiàng)式的最高次數(shù)，且假定m 小于k。利用式（1）對(duì)式（2）進(jìn)行整理得到：

3 美國(guó)制造業(yè)FDI 對(duì)中美集裝箱貿(mào)易量影響的實(shí)證分析

3.1 計(jì)量模型設(shè)定

由于海運(yùn)需求是國(guó)際貿(mào)易的派生需求，制造業(yè)FDI 導(dǎo)致的集裝箱貿(mào)易對(duì)海運(yùn)需求具有一定的反應(yīng)時(shí)間，也即存在可能的經(jīng)濟(jì)滯后效應(yīng)。因此，為了分析美國(guó)在華制造業(yè)FDI 對(duì)中美間集裝箱貿(mào)易量變動(dòng)的影響，本文以美國(guó)對(duì)華制造業(yè)FDI 為解釋變量，美國(guó)出口中國(guó)的集裝箱貿(mào)易量、中國(guó)出口美國(guó)的集裝箱貿(mào)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(duì)所有變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，模型如下：

在模型（4）中LnCUt表示t時(shí)期的中國(guó)對(duì)美國(guó)集裝箱貿(mào)易量，在模型（5）中LnUCt表示t 時(shí)期的美國(guó)對(duì)中國(guó)集裝箱貿(mào)易量；上式中Lnfdit-i均表示t-i時(shí)期的美國(guó)在華制造業(yè)FDI。其中，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，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(gè)時(shí)期美國(guó)在華制造業(yè)FDI 對(duì)中美間集裝箱貿(mào)易量變動(dòng)的影響，從而揭示了FDI對(duì)集裝箱貿(mào)易量的滯后效應(yīng)。

3.2 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析的前提是保證序列的平穩(wěn)性，非平穩(wěn)時(shí)間序列參與建模會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象。本文利用Eviews10.0 軟件，采用ADF 單位根檢驗(yàn)，對(duì)變量LnCU、LnUC、Lnfdi 進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)變量的時(shí)序圖確定是否應(yīng)用截距項(xiàng)和線性趨勢(shì)，并根據(jù)SIC準(zhǔn)則由軟件自動(dòng)確定最佳滯后階數(shù)，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1顯示，在對(duì)中美間雙向集裝箱貿(mào)易量和美國(guó)在華制造業(yè)FDI 的平穩(wěn)性檢驗(yàn)中，均在5%顯著水平下不能完全拒絕原假設(shè)，序列LnCU、LnUC、Lnfdi 均存在單位根，是非平穩(wěn)的。對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行一階差分時(shí)，均顯著的拒絕原假設(shè)變得平穩(wěn)。因此，各變量存在一階單整，并且認(rèn)為計(jì)量模型變量間可能存在協(xié)整關(guān)系。

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

在變量都是非平穩(wěn)序列，并且同階單整的情況下，采用Johansen 檢驗(yàn)法[11]，分別考察美國(guó)在華制造業(yè)FDI 與中國(guó)出口美國(guó)及美國(guó)出口中國(guó)集裝箱貿(mào)易量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整方程設(shè)定為：組成變量含有線性趨勢(shì)，協(xié)整矢量中含有截距項(xiàng)，滯后階數(shù)為1。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2、表3。

表2 模型（4）的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 模型（5）的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2、表3中可以看出，美國(guó)在華制造業(yè)FDI與集裝箱貿(mào)易量之間的所有統(tǒng)計(jì)量均在5%的顯著水平下拒絕存在0 個(gè)協(xié)整向量的原假設(shè)，模型（4）中變量LnCU 與Lnfdi 接受存在一個(gè)協(xié)整向量的假設(shè)；由于k個(gè)變量之間最多存在k-1個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此模型（5）中變量LnUC 與Lnfdi 也為（1,1）階協(xié)整。由此說(shuō)明，美國(guó)在華制造業(yè)FDI與中美間集裝箱貿(mào)易量之間具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，從而可以進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)變量間的因果關(guān)系和影響方向。

3.4 Granger檢驗(yàn)

為確定計(jì)量模型所選取的解釋變量對(duì)被解釋變量解釋的合理性，得出FDI與集裝箱貿(mào)易量間具體的因果關(guān)系。本文對(duì)外商直接投資Lnfdi與集裝箱貿(mào)易量LnCU 和LnUC 分別進(jìn)行Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提是序列必須平穩(wěn)[12]，因此采用FDI與集裝箱貿(mào)易量的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，得出兩變量間的因果關(guān)系，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可以看出，在判斷集裝箱貿(mào)易量是否是美國(guó)在華制造業(yè)FDI原因的Granger檢驗(yàn)中，在5%的置信水平下檢驗(yàn)結(jié)果均接受原假設(shè)，表明集裝箱貿(mào)易量不是FDI 的原因。反之，對(duì)于第一和第三個(gè)原假設(shè)，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)通過(guò)了Granger檢驗(yàn)，表明FDI 是中美間集裝箱貿(mào)易量的Granger 原因。因此在構(gòu)建Almon多項(xiàng)式分布滯后模型時(shí)，將制造業(yè)FDI作為解釋變量，集裝箱貿(mào)易量作為被解釋變量具有解釋的合理性。

3.5 Almon多項(xiàng)式分布滯后模型實(shí)證分析

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

圖1 模型（4）序列交叉相關(guān)系數(shù)圖

圖2 模型（5）序列交叉相關(guān)系數(shù)圖

圖1 所顯示的是序列LnCU 和序列Lnfdi 的交叉相關(guān)系數(shù)圖，圖2所顯示的是序列LnUC和序列Lnfdi的交叉相關(guān)系數(shù)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(guān)系數(shù)基本上呈指數(shù)衰減，滯后長(zhǎng)度越大，兩者的相關(guān)系數(shù)越小。在以上兩模型中，滯后長(zhǎng)度大于4 期以后，兩序列的相關(guān)系數(shù)均小于0.5。因此，由交叉相關(guān)系數(shù)圖分析，兩個(gè)分布滯后模型的最大滯后長(zhǎng)度均為3。分別對(duì)兩個(gè)模型建立k=2,3的多個(gè)分布滯后模型，又根據(jù)m 小于k 的準(zhǔn)則，m 選取2,3。多次實(shí)驗(yàn)后，模型（4）、（5）的結(jié)果見(jiàn)表5、表6。

表5 模型（4）滯后長(zhǎng)度和多項(xiàng)式的選擇

表6 模型（5）滯后長(zhǎng)度和多項(xiàng)式的選擇

依據(jù)調(diào)整的R2最大和AIC與SC值最小的原則進(jìn)行取舍，模型（4）、（5）分別選擇滯后長(zhǎng)度k=3，多項(xiàng)式次數(shù)m=3、k=2，m=2的分布滯后模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

模型（4）、（5）的PDL估計(jì)式見(jiàn)式（6）、（7）：

以上估計(jì)結(jié)果顯示，R2和R2__并沒(méi)有接近1，由經(jīng)濟(jì)理論可知本模型只考量了當(dāng)期FDI 及其滯后期作為影響因素對(duì)集裝箱量的影響，然而在實(shí)際中，集裝箱貿(mào)易量的影響并非單一因素導(dǎo)致，加入相關(guān)的多因素將會(huì)提高R2和R2__數(shù)值，對(duì)模型產(chǎn)生優(yōu)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(tǒng)計(jì)量很大，表明模型整體顯著。以上模型的DW值均偏低，說(shuō)明模型隨機(jī)誤差中存在著比較嚴(yán)重的一階線性自相關(guān)，OLS 法具有無(wú)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(xiàng)AR(1)以消除自相關(guān)，從而建立最終的滯后模型，見(jiàn)式（8）和式（9）。

重新回歸后，此時(shí)模型（8）、（9）的DW 值為1.998 418、1.762 238，此數(shù)值接近2，表明在5%的顯著水平下，接受殘差項(xiàng)不存在一階自相關(guān)的假設(shè)。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(shuō)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(shù)為零的原假設(shè)，說(shuō)明模型的整體擬合情況很好，美國(guó)在華制造業(yè)FDI對(duì)中美雙向集裝箱貿(mào)易量的影響作用是顯著的。

實(shí)證分析結(jié)果解釋如下：

（1）美國(guó)在華制造業(yè)FDI對(duì)中國(guó)出口美國(guó)集裝箱貿(mào)易量的影響解釋。從圖3 可以發(fā)現(xiàn)，美國(guó)制造業(yè)FDI 對(duì)中國(guó)出口美國(guó)集裝箱貿(mào)易量當(dāng)期及滯后期影響均為正值，表示當(dāng)期FDI每增長(zhǎng)1%，中國(guó)出口美國(guó)的集裝箱貿(mào)易量就會(huì)增長(zhǎng)0.054%，滯后一二三期的FDI 每增長(zhǎng)1%時(shí)，中國(guó)出口美國(guó)的集裝箱貿(mào)易量就會(huì)增長(zhǎng)0.009 4%、0.046%、0.021%；而從顯著性水平看，當(dāng)期和滯后1 期不顯著，滯后2、3 期的影響最為顯著。由此說(shuō)明，美國(guó)在華制造業(yè)FDI對(duì)中國(guó)出口美國(guó)集裝箱貿(mào)易量確實(shí)存在滯后效應(yīng)。FDI 對(duì)中國(guó)出口美國(guó)集裝箱貿(mào)易量產(chǎn)生滯后的原因，是由于美國(guó)在華FDI 產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)的時(shí)滯性。中國(guó)吸收FDI資金在其轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)資本后，才能夠調(diào)整原有生產(chǎn)要素，投入新的生產(chǎn)資料進(jìn)行生產(chǎn)，并且制成品的產(chǎn)出需要一定的生產(chǎn)周期。因而從外資投入到產(chǎn)成品的運(yùn)輸存在滯后性，表現(xiàn)在集裝箱貿(mào)易量的滯后性。

圖3 Almon分布滯后模型（8）估計(jì)（k=3，m=3）

（2）美國(guó)在華制造業(yè)FDI對(duì)美國(guó)出口中國(guó)集裝箱貿(mào)易量的影響解釋。圖4 反映了美國(guó)制造業(yè)FDI 對(duì)美國(guó)出口中國(guó)集裝箱貿(mào)易量的影響呈如下特點(diǎn)：首先，從當(dāng)期到滯后1 期再到滯后2 期，變量系數(shù)由正值轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)值再變?yōu)檎担碏DI對(duì)集裝箱貿(mào)易量的影響由正向變?yōu)樨?fù)向再變?yōu)檎?，?fù)雜多變。但從數(shù)值上看，滯后1期FDI增加1%時(shí)，美國(guó)對(duì)華集裝箱貿(mào)易量就會(huì)減少0.008 48%，數(shù)值較小影響不大。從顯著水平上來(lái)看，當(dāng)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(shù)較大，當(dāng)FDI 每增加1%時(shí)，美國(guó)對(duì)華集裝箱貿(mào)易量增加0.070 57%。從長(zhǎng)期來(lái)看，F(xiàn)DI 每增加1%，美國(guó)出口中國(guó)的集裝箱貿(mào)易量總量增加0.112 97%。由此說(shuō)明，美國(guó)在華制造業(yè)FDI對(duì)美國(guó)出口中國(guó)集裝箱貿(mào)易量存在滯后效應(yīng)，且錯(cuò)綜復(fù)雜。由于美國(guó)對(duì)華的制造業(yè)FDI 多以跨國(guó)公司在中國(guó)設(shè)立綠地項(xiàng)目，合并、收購(gòu)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的形式展開(kāi)。FDI 資金流入的同時(shí)也帶來(lái)了美國(guó)制造業(yè)廠房設(shè)備、生產(chǎn)資料的轉(zhuǎn)移，從而增加了美國(guó)向中國(guó)的集裝箱貿(mào)易量。

圖4 Almon分布滯后模型（9）估計(jì)（k=2，m=2）

從以上兩模型可以看出，中國(guó)出口美國(guó)集裝箱貿(mào)易量的滯后期晚于美國(guó)向中國(guó)出口集裝箱貿(mào)易量的滯后期。當(dāng)美國(guó)對(duì)中國(guó)制造業(yè)進(jìn)行投資后，美國(guó)開(kāi)始向中國(guó)轉(zhuǎn)移原材料、器械、設(shè)備等物資，這直接導(dǎo)致美國(guó)向中國(guó)集裝箱出口貿(mào)易量的增加。一段時(shí)期過(guò)后，這些生產(chǎn)資本轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)要素，在中國(guó)建設(shè)廠房、生產(chǎn)線，形成了產(chǎn)業(yè)鏈中產(chǎn)品生產(chǎn)的上游，此時(shí)便產(chǎn)生了中國(guó)將制造出的產(chǎn)成品向包括美國(guó)在內(nèi)的市場(chǎng)的外向輸出。因而致使中國(guó)對(duì)美國(guó)的集裝箱出口貿(mào)易量增加，并晚于美國(guó)對(duì)中國(guó)出口的滯后期，此模型的時(shí)序現(xiàn)象與經(jīng)濟(jì)事實(shí)相符合。

4 結(jié)語(yǔ)

美國(guó)在華制造業(yè)FDI 促進(jìn)了美國(guó)向中國(guó)制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的轉(zhuǎn)移。美國(guó)企業(yè)利用中國(guó)本土豐富的資源和廣闊富裕的勞動(dòng)力，從而提高了中國(guó)產(chǎn)品的生產(chǎn)效率和產(chǎn)品質(zhì)量，導(dǎo)致FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)。中國(guó)制造業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的提高擴(kuò)大了其在國(guó)際市場(chǎng)的占有地位，拉動(dòng)了中美間的進(jìn)出口貿(mào)易，而中美間制造業(yè)產(chǎn)品多以集裝箱運(yùn)輸，從而擴(kuò)大了中美間集裝箱運(yùn)輸?shù)暮＿\(yùn)需求。傳統(tǒng)的文獻(xiàn)大多關(guān)注于投資與貿(mào)易相關(guān)關(guān)系的研究，本文將FDI與海運(yùn)集裝箱貿(mào)易量建立關(guān)聯(lián)，通過(guò)實(shí)證分析驗(yàn)證了FDI對(duì)投資輸出國(guó)、輸入國(guó)之間集裝箱貿(mào)易量的滯后影響，研究成果為制造業(yè)FDI對(duì)海運(yùn)需求影響的模型構(gòu)建提供了參考。