外商直接投資對中國外貿(mào)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析

摘 要：采用中國外商直接投資和進(jìn)出口數(shù)據(jù)，實(shí)證分析外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)中國外商直接投資對初級產(chǎn)品進(jìn)口的增長在長期內(nèi)有促進(jìn)作用，在短期內(nèi)有抑制作用；外商直接投資與初級產(chǎn)品出口、工業(yè)制成品進(jìn)出口之間不存在顯著的關(guān)系。外資對外貿(mào)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有一定作用，但中國外貿(mào)結(jié)構(gòu)優(yōu)化不應(yīng)過分依賴外資引進(jìn)。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型

中圖分類號：F74 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）07-0188-03

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

外商直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易都是國際間經(jīng)濟(jì)交往的重要方式，它們之間的關(guān)系一直是許多學(xué)者研究的熱點(diǎn)。這些研究主要集中在兩個(gè)方面：第一方面是外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易總額的關(guān)系。Mundell（1957）最早提出了國際直接投資是可以繞開東道國的貿(mào)易壁壘，在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)銷售產(chǎn)品，從而對貿(mào)易產(chǎn)生替代效應(yīng)。以后陸續(xù)出現(xiàn)了小島清（1987）的互補(bǔ)效應(yīng)論，Bhagwati（1987）和Dinopoulos（1989）的補(bǔ)償投資理論以及Patrie（1994）和Neary（1995）的關(guān)系不確定論。以后許多國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了這方面的大量實(shí)證研究，得出的觀點(diǎn)比較一致。Gramham（1996）、Hein（1992）、Lucas（1993）、Vasavada（1999）、Li psey和Ramstetter （2000）等國外學(xué)者采用各個(gè)國家和地區(qū)的數(shù)據(jù)證明了外商直接投資和貿(mào)易的存在相互促進(jìn)的關(guān)系。楊迄（2000）、錢曉英、賴明勇和張大奇（2001）、岑永和邱小平（2003）、張誼浩和王勝英（2004）、馬婷潔（2009）等國內(nèi)學(xué)者的研究都得出外商直接投資促進(jìn)對外貿(mào)易的結(jié)論。

第二方面是外商直接投資與對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系。目前這方面的研究比較少，得出的結(jié)論不太一致。劉恩傳（1999）、江小涓（2002）、許和連和賴明勇（2002）、劉舜佳（2004）、龔艷萍和周維（2005）、張為付和武齊（2005）的研究都得出了外商直接投資能夠改善中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的結(jié)論。高峰和高越（2006）認(rèn)為外商直接投資對加工貿(mào)易促進(jìn)作用明顯，而對一般貿(mào)易促進(jìn)作用不明顯。鄭月明、吳青青和程雅思（2009）的研究認(rèn)為FDI 對于中國初級產(chǎn)品出口的促進(jìn)作用并不明顯，而FDI 對于制成品的出口具有明顯的促進(jìn)作用，并且這個(gè)效應(yīng)因地區(qū)和時(shí)間不同而有所差異。而周靖祥和曹勤（2007）的研究認(rèn)為外商直接投資并未引起中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

通過對以往研究文獻(xiàn)的考察發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者對于第一方面的問題已經(jīng)采用各種方法進(jìn)行了大量的研究，并得出了較為一致的結(jié)論。而對第二方面的研究還不多，并且存在以下問題：1）已有研究結(jié)論差別很大，還沒有達(dá)成一致結(jié)論；2）以往的研究大都側(cè)重于外商直接投資與出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系，缺少對外商直接投資與進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)關(guān)系的分析；3）在研究方法上大都采用簡單的相關(guān)分析方法，而兩個(gè)變量之間存在相關(guān)性不代表它們真正相互影響。有的研究采用了簡單線性回歸的分析方法，由于時(shí)間序列的不平穩(wěn)性，直接進(jìn)行回歸分析容易導(dǎo)致“偽回歸”[1]，得出的結(jié)論也是不正確的。因而，外商直接投資與中國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系有待深入研究。本文將采用協(xié)整分析和建立誤差修正模型的方法，對中國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與外商直接投資的關(guān)系進(jìn)行分析。

二、外商直接投資與中國進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取和平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選擇1983—2010年的初級產(chǎn)品出口額、初級產(chǎn)品進(jìn)口額、工業(yè)產(chǎn)品出口額和工業(yè)產(chǎn)品進(jìn)口額反映進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)情況；由于外商直接投資建立企業(yè)后，生產(chǎn)的產(chǎn)品以后各年度都可能出口或銷往國內(nèi)市場，對以后各年度的進(jìn)出口產(chǎn)生影響，因而本文考察滯后一年的累計(jì)外商直接投資額與本年度進(jìn)出口的關(guān)系，之所以滯后一年是因?yàn)橥馍讨苯油顿Y建立企業(yè)后至少需要一年的時(shí)間才能生產(chǎn)出產(chǎn)品 [2]。各年度外商直接投資額選用該年實(shí)際利用外商直接投資額。所有數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。為了消除物價(jià)變動的影響，本文對各個(gè)變量采用以1978年為基期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整；同時(shí)為了反映各變量之間的彈性關(guān)系并消除異方差的影響，對各個(gè)變量取對數(shù)值。

本文用LNPX、LNIX、LNPM和LNIM分別表示初級產(chǎn)品出口額、工業(yè)產(chǎn)品出口額、初級產(chǎn)品進(jìn)口額和工業(yè)產(chǎn)品進(jìn)口額的對數(shù)值，用LNCFDI表示累計(jì)外商直接投資額的對數(shù)值。為了考察這些變量之間的是否存在穩(wěn)定的關(guān)系，本文采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，在此之前需要對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。常用的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法是DF或ADF單位根檢驗(yàn)法。本文采用Eviews5.0軟件對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（見表1），表中符號 “Δ”表示各變量的一階差分。從表1中可以看出，各變量的水平值都是不平穩(wěn)的，而它們的一階差分都不含單位根，是平穩(wěn)的，因而各變量都是一階單整的時(shí)間序列。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

由于各變量都是同階單整的，所以它們之間可能存在長期均衡關(guān)系[3]。下面采用E-G兩步法對變量之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。我們首先采用最小二乘法分別對初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品進(jìn)出口額與滯后一期的累計(jì)外商直接投資額之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果（見表2）。表中LNCFDIZ（-1）表示累計(jì)直接投資的滯后一期值，括號內(nèi)的數(shù)字是t統(tǒng)計(jì)量。

從估計(jì)結(jié)果可以看出，初級產(chǎn)品進(jìn)口（LNPM）、工業(yè)產(chǎn)品出口（LNIX）和工業(yè)產(chǎn)品進(jìn)口（LNIM）的估計(jì)式擬合優(yōu)度值較大，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也較高，同時(shí)解釋變量LNCFDIZ的t統(tǒng)計(jì)量也較大，說明解釋變量具有顯著性，暗示變量之間可能存在長期關(guān)系。下面根據(jù)EG兩步法分別對各式的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果發(fā)現(xiàn)某個(gè)估計(jì)式的殘差序列是平穩(wěn)的，則可以得出該估計(jì)式反映了變量之間存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。本文在對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)仍然使用DF或ADF檢驗(yàn)法，判斷殘差序列是否存在單位根時(shí)采用AEG臨界值。殘差序列的單位根檢驗(yàn)采用式（1）的形式進(jìn)行：

Δet=β0et-1+βiΔet-i+ξt （1）

其中，p為滯后期長度，本文根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則選取。各個(gè)估計(jì)式殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果（見表3）。表中的AEG臨界值根據(jù)Mackinnon的臨界值計(jì)算公式得到，其中樣本T=28，變量N=2，顯著性水平a分別取0.05和0.1，不含趨勢項(xiàng)。

從表3可以看出，以初級產(chǎn)品進(jìn)口額的對數(shù)值為因變量的估計(jì)式的殘差序列，在5%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的零假設(shè)，說明該殘差序列是平穩(wěn)的。其他幾個(gè)殘差序列的ADF值都大于10%的臨界值，沒有拒絕存在單位根的零假設(shè)，因而這些殘差序列是不平穩(wěn)的。從而我們可以得出初級產(chǎn)品進(jìn)口額和累計(jì)外商直接投資額之間存在協(xié)整關(guān)系，而其他變量與累計(jì)外商直接投資額之間不存在協(xié)整關(guān)系。上頁表2中對LNPM的估計(jì)式反映了初級產(chǎn)品進(jìn)口和累計(jì)外商直接投資之間的長期均衡關(guān)系；可以看出，滯后一年的累計(jì)外商直接投資額與初級產(chǎn)品進(jìn)口額呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系，即累計(jì)外商直接投資額每增加1%，初級產(chǎn)品進(jìn)口額將增加約0.63%，也就是說外商直接投資促進(jìn)了中國初級產(chǎn)品的進(jìn)口。上頁表2中對其他變量的估計(jì)式都是“偽回歸”，也就是說累計(jì)外商直接投資與這些變量之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

（三）誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰表述定理，兩個(gè)存在協(xié)整關(guān)系的變量之間一定可以建立起誤差修正模型。為了考察累計(jì)外商直接投資和初級產(chǎn)品進(jìn)口之間的短期動態(tài)關(guān)系，我們用ECM表示長期均衡關(guān)系的殘差序列，建立兩個(gè)變量之間的誤差修正模型如下：

誤差修正模型的F統(tǒng)計(jì)量 >F0.1（2，23）=2.55，說明模型在總體上是顯著的。LM1<χ20.05（1）=3.84，LM2<χ20.05（2）=5.99，說明模型殘差項(xiàng)不存在一階和二階自相關(guān)。ARCH（2）<χ20.05（2）=5.99，說明模型不存在異方差。誤差修正項(xiàng)ECM （-1）的系數(shù)小于零，符合反向修正機(jī)制，說明上一年度初級產(chǎn)品進(jìn)口與滯后一期的累計(jì)外商直接投資之間的非均衡誤差，會以8.33%的比例對本年度初級產(chǎn)品的進(jìn)口進(jìn)行修正。由于變量對數(shù)值得差分項(xiàng)表示變量的增長率，從模型（2）反映了短期內(nèi)累計(jì)外商直接投資的增長率與初級產(chǎn)品進(jìn)口的增長率是負(fù)相關(guān)的，說明短期內(nèi)中國外商直接投資的增加會引起初級產(chǎn)品進(jìn)口的減少。

三、結(jié)論和政策建議

從實(shí)證分析結(jié)果可以看出，長期內(nèi)外商直接投資會促進(jìn)中國初級產(chǎn)品的進(jìn)口，這與中國的現(xiàn)實(shí)情況是一致的。改革開放以來，在中國設(shè)立的外商投資企業(yè)大部分從事加工貿(mào)易業(yè)務(wù)[4]，采用來料加工、進(jìn)料加工和來件裝配等方式，大量進(jìn)口原材料和零部件在中國加工組裝，從而引起了中國初級產(chǎn)品進(jìn)口的增長。初級產(chǎn)品進(jìn)口的增長是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的表現(xiàn)，這說明外商直接投資對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有促進(jìn)作用。在短期內(nèi)，外商直接投資對初級產(chǎn)品進(jìn)口存在抑制作用，這可能與中國的外商投資的方式有關(guān)。中國外商直接投資大都采用與國內(nèi)企業(yè)合資合作的方式進(jìn)行，合資合作企業(yè)的建立往往會涉及到國內(nèi)原有企業(yè)的短期停產(chǎn)和資產(chǎn)評估等環(huán)節(jié)，從而在短期內(nèi)影響了企業(yè)的生產(chǎn)和生產(chǎn)用初級產(chǎn)品的進(jìn)口。特別是加入WTO以來，外商直接投資越來越傾向于通過增資擴(kuò)股控制合資企業(yè)，甚至直接兼并收購國內(nèi)企業(yè)[5]，這在短期內(nèi)必然影響被控制或兼并企業(yè)的生產(chǎn)和初級產(chǎn)品的進(jìn)口。

在實(shí)證分析中，沒有發(fā)現(xiàn)外商直接投資與工業(yè)品出口和工業(yè)品進(jìn)口、初級產(chǎn)品出口之間的穩(wěn)定關(guān)系。這說明外商直接投資對中國工業(yè)品貿(mào)易和初級產(chǎn)品出口的影響不明顯，原因可能在于工業(yè)品出口中外商投資企業(yè)的出口只占一部分，還有很多工業(yè)產(chǎn)品的出口是由內(nèi)資企業(yè)完成的。這說明內(nèi)資企業(yè)對中國工業(yè)品貿(mào)易和初級產(chǎn)品出口發(fā)揮了重要作用。因此，在外貿(mào)政策制定上，一方面要支持外資進(jìn)入中國鼓勵(lì)進(jìn)出口的行業(yè)，發(fā)揮外資企業(yè)對進(jìn)出口結(jié)構(gòu)化的作用，另一方面不能過分依賴外資引進(jìn)，也要注重發(fā)揮內(nèi)資企業(yè)的作用。

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Empirical Analysis of the Impact of China’s FDI on the Foreign Trade Structure

ZHAO Bao-shan

（Anhui Business College of Vocational Technology，Wuhu 241002，China）

Abstract：Using China’s FDI，import and export data，the article empirically analyzed the relationship between China’s FDI and the foreign trade structure.The study found that China’s FDI promotes imports of primary products in the long term and plays the role of inhibition in the short term；there is no significant relationship either between the FDI and the manufactured goods trade or between the FDI and primary products exports.Foreign investment can optimize the foreign trade structure，but China’s foreign trade structure optimization shouldn’t place undue reliance on foreign capital.

Key words：FDI；import and export trade structure；co integration test；Error Correction Model

[責(zé)任編輯 安世友]