FDI流入對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析

上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 蔣燕

1 引言及文獻(xiàn)回顧

FDI和國際貿(mào)易要素是在不同國家之間流動的兩種不同形式，F(xiàn)DI是資本要素和知識要素等在不同國家之間的直接流動；國際貿(mào)易是多種生產(chǎn)要素隱含在物化的產(chǎn)品中，通過商品的流動實(shí)現(xiàn)要素的間接流動,它們均能反映一國與他國或多國之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。據(jù)有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：從2003年開始中國就成為世界最大的FDI流入國，我國政府的引資政策取得了豐碩的成果，但是FDI流入對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響還有必要探討。本文就FDI流入對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響進(jìn)行實(shí)證分析。

FDI與國際貿(mào)易關(guān)系的理論研究始于，Mundell(1957)，他的貿(mào)易替代模型認(rèn)為國際貿(mào)易與資本的流動有可以完全替代。之后是“小島清(Kiyoshi Koiiman)模型”，他提出與國際貿(mào)易一樣, FDI會使兩國的技術(shù)比較成本的產(chǎn)生差距，從而母國與東道國的貿(mào)易空間增大。Helpman (1984)Helpman和Krugman (1985)認(rèn)為，F(xiàn)DI產(chǎn)生的公司內(nèi)交易以及對中間產(chǎn)品的需求會帶動母國的出口貿(mào)易。

雖然理論模型得出FDI對進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用，但是實(shí)證研究結(jié)論卻大相徑庭。Eaton和Tamura (1994)，Goldberg和Klein(1998)對日本的檢驗(yàn)得出的結(jié)論是促進(jìn)作用，但是,Goldberg和Klein (1998)對美國在拉丁美洲的FDI研究顯示，F(xiàn)DI替代了貿(mào)易，雙邊貿(mào)易額有所減少。

江小娟(1999)通過分析得出，F(xiàn)DI流入對擴(kuò)大了中國出口規(guī)模和提升了中國出口商品結(jié)構(gòu)；史小龍、張峰(2004)則采用協(xié)整分析方法得出，F(xiàn)DI流入對我國商品進(jìn)出口在長期影響顯著，F(xiàn)DI與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系由短期偏離向長期均衡調(diào)整轉(zhuǎn)變；但是短期影響卻有限。為了驗(yàn)證兩者的關(guān)系，本文將采用1980～2010年中國的數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整分析方法研究再次進(jìn)行分析

2 數(shù)據(jù)的選取與實(shí)證分析

如果存在自相關(guān)，OLS估計量就不在是BLUE，因此Granger和Newbold提出了非平穩(wěn)時間序列之間的協(xié)整分析方法，本文就是利用協(xié)整方法來分析FDI與進(jìn)出口之間的關(guān)系。

2.1 變量的選取與數(shù)據(jù)的來源

本文數(shù)據(jù)FDI，進(jìn)口額，出口額整理于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和國研網(wǎng)，在研究的過程中我們以中國加入世界貿(mào)易組織這一重大事件作為臨界點(diǎn)，分兩個區(qū)間分別進(jìn)行實(shí)證分析，以期得到不同國際形勢下FDI對進(jìn)出口貿(mào)易的影響。

2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免模型中的非平穩(wěn)性時間序列造成的無意義的回歸，必須先做單位根檢驗(yàn)，以判斷時間序列的穩(wěn)定性。本文中我們對FDI, EX, IM分別取對數(shù)后得到LFDI, LEX, LIM后應(yīng)用ADF法檢驗(yàn)時間序列的穩(wěn)定性, 在檢驗(yàn)的時候分1983～2001和2002～2009兩個區(qū)間進(jìn)行，以方便后面的分析。

首先來看對1983～2001年數(shù)據(jù)的ADF檢驗(yàn),由于時間序列LFDI具有明顯的上升趨勢在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時應(yīng)同時包含常數(shù)項和趨勢項，同時選擇適當(dāng)?shù)臏笃谥?，使得檢驗(yàn)方程的AIC值最小,檢驗(yàn)結(jié)顯示：LFDI,LEX和LIM在5%的顯著水平下都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，也就是說它們都是非平穩(wěn)序列；然而結(jié)果顯示D(LFDI),D(LEX)和D(LIM)這些變量相應(yīng)的一階差分在5%的顯著水平下都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明這些變量都具有一階單整性。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

OLS回歸要滿足時間序列平穩(wěn)的條件，因此，Enger，Granger(1987)提出了協(xié)整分析的方法，解決了非平穩(wěn)時間序列的問題：假設(shè)非平穩(wěn)性變量之間的某種線性組合存在平穩(wěn)性，即滿足協(xié)整關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上，可以解釋為彈性。在滿足假設(shè)的條件下，同樣可以運(yùn)用傳統(tǒng)的OLS進(jìn)行回歸分析。

依據(jù)上面的分析，我們分別建立LEX與LFDI、LIM與LFDI的關(guān)系式：

對1983～2001年FDI與出口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(1)進(jìn)行OLS回歸，對1983～2001年FDI與進(jìn)口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(2)進(jìn)行OLS回歸?；貧w結(jié)果顯示1983～2001年期間，我國FDI流入對進(jìn)出口貿(mào)易有促進(jìn)作用，符合預(yù)期假設(shè)。

采用ADF法檢驗(yàn)兩個方程回歸殘差的平穩(wěn)性從而得出FDI與進(jìn)出口之間的協(xié)整關(guān)系：在5%的顯著性水平下，兩方程的t值都表明殘差序列不存在單位根，滿足平穩(wěn)性。因此可以說1983～2001年間我國的出口與FDI和我國的進(jìn)口與FDI均存在協(xié)整關(guān)系。

我國的進(jìn)出口與FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，說明他們之間具有長期的均衡關(guān)系，但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，我們可以引入誤差修正模型。

誤差修正模型(ECM：Error Correction Model)基本形式是由Davidson、Hendry、Srba、Yeo于1978年提出的，故又稱DHSY模型。該模型可以用于解釋因變量的短期波動是如何被決定的。一方面，它受到自變量自身短期波動的影響；另一方面取決于ecm，他反應(yīng)的是變量在短期波動中偏離它們長期均衡關(guān)系的程度。

從實(shí)證結(jié)果看到兩ECM的模型擬合優(yōu)度均超過了96%，效果不錯。該模型表明：在短期內(nèi)進(jìn)出口都可能偏離它們與FDI的長期均衡關(guān)系，但是他們又不斷在向長期均衡調(diào)整，當(dāng)年對上年非均衡偏離的糾正程度出口為12%，進(jìn)口為24%。

2.4 2002～2011年間FDI對我國進(jìn)出口貿(mào)易影響的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

下面對2002～2011年數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，LFDI,LEX和LIM在5%的顯著水平下都沒有通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，也就是說它們都是非平穩(wěn)序列；而D(LFDI),D(LEX)和D(LIM)這些變量相應(yīng)的一階差分在1%的顯著水平下都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明這些變量具有一階單整性。

對2002～2011年FDI與出口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(1)進(jìn)行OLS回歸；對2002-2010年FDI與進(jìn)口數(shù)據(jù)根據(jù)方程(2)進(jìn)行OLS回歸?；貧w結(jié)果顯示2002～2011年期間，我國FDI對進(jìn)出口貿(mào)易均有顯著正影響。利用ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%的顯著性水平下，得到的T值顯示殘差序列不存在單位根，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此可以說2002～2010年間我國的出口與FDI和我國的進(jìn)口與FDI均存在協(xié)整關(guān)系。綜上所述：我國的進(jìn)出口與FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，說明他們之間具有長期的均衡關(guān)系。

根據(jù)以上兩個方程分別得到FDI與出口、FDI與進(jìn)口的ECM模型，實(shí)證結(jié)果顯示：兩ECM的模型擬合優(yōu)度均超過了95%，效果不錯。該模型表明：在短期內(nèi)進(jìn)出口都可能偏離它們與FDI的長期均衡關(guān)系，但是他們又不斷在向長期均衡調(diào)整，平均來說，出口當(dāng)年對上年的糾正程度為22.5%，進(jìn)口每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度為40.3%。

3 結(jié)論與建議

從以上分析來看，F(xiàn)DI流入與我國的進(jìn)口和出口之間存在有長期穩(wěn)定的關(guān)系。并且LFDI項的系數(shù)均為正，這就說明我國進(jìn)出口的變動與FDI變動的方向在長期來看是同向的。就短期而言，入世前出口主要是受誤差修正項的影響，而FDI短期變動對出口的影響不明顯，進(jìn)口除了受誤差修正項的影響外，還會受到短期FDI變動的影響。這是因?yàn)椋篎DI的引入需要大量資本設(shè)備和原材料的進(jìn)口而FDI從引入到產(chǎn)品出口卻需要一段時間。入世后我國進(jìn)出口都同時受到FDI與誤差修正項的影響，且FDI的影響明顯增強(qiáng)；這是由于FDI資本結(jié)構(gòu)的變化(越來越集中于第三產(chǎn)業(yè))，資本技術(shù)密集型產(chǎn)品或服務(wù)生產(chǎn)周期較短導(dǎo)致的。

根據(jù)貿(mào)易替代理論，進(jìn)口貿(mào)易應(yīng)該與FDI成反方向的變動，然而我們通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)事實(shí)并非如此。這是由于一方面根據(jù)中國的統(tǒng)計指標(biāo)，外商投資企業(yè)的進(jìn)口設(shè)備既被視為外商投資同時也被視為外資企業(yè)的進(jìn)口；另一方面投資企業(yè)在中國進(jìn)行生產(chǎn)時同樣會從國際市場進(jìn)口大量原材料或半成品，這也增加了我國的進(jìn)口額，同樣由于“溢出效應(yīng)”我國與外資企業(yè)相聯(lián)系的公司由于各方面的原因也會增加進(jìn)口。

但是通過對入世前和入世后的對比分析我們也可以明顯的發(fā)現(xiàn)，入世前FDI增加1%，會使出口增加0.52%，使進(jìn)口增加0.44%，而在入世后我們可以清晰的看到FDI增加1%，會使出口增加1.95%，使進(jìn)口增加1.81%，也就是說FDI對進(jìn)出口的影響更強(qiáng)了，說明加入世貿(mào)組織對我國經(jīng)濟(jì)尤其是進(jìn)出口貿(mào)易起到了極大地提振作用。這主要是因?yàn)槿胧篮笪覈晟坪驼{(diào)整了吸引外資的政策，利用外資的結(jié)構(gòu)進(jìn)一步優(yōu)化；我國進(jìn)口管理制度和公平貿(mào)易體系進(jìn)一步完善并發(fā)揮了積極作用。入世前尤其是改革開放前期和未完全市場化前我國與世界經(jīng)濟(jì)的溝通較少，且FDI多集中在低端產(chǎn)業(yè)和半成品加工轉(zhuǎn)銷行業(yè)；入世后FDI更多的轉(zhuǎn)向了高技術(shù)密集、高資本密集、高知識密集的產(chǎn)業(yè)且FDI的來源更為得多元化，結(jié)構(gòu)也更加的合理。

總之，由于FDI的流入，為我國帶來了先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，我國商品參與國際貿(mào)易的競爭力得以提高，從而刺激了我國的經(jīng)濟(jì)增長。因此在新時期新階段我們應(yīng)繼續(xù)積極利用FDI的流入，同時也應(yīng)采取有效措施對其進(jìn)行引導(dǎo)促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。

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