何翠勝

國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)研究

拿卡穆勒對FDI 與國際商品貿(mào)易間的關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計量檢驗,結(jié)果認(rèn)為兩者呈互補關(guān)系。易通和塔姆勒的研究發(fā)現(xiàn)日本對外直接投資對商品進(jìn)出口起到促進(jìn)作用。金德伯格和克雷于1998年采用引力模型進(jìn)行研究,結(jié)果也證實日本對外直接投資對商品進(jìn)出口起到了促進(jìn)作用。劉恩專通過回歸分析指出FDI對我國出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化產(chǎn)生了積極的影響。謝冰通過總量上的實證分析，認(rèn)為FDI 流入與中國商品進(jìn)出口間存在正相關(guān)關(guān)系。許和連和賴明勇、丁文麗的研究均指出FDI對我國工業(yè)制成品出口的影響要顯著大于對初級產(chǎn)品出口的影響,FDI改善了我國的出口商品結(jié)構(gòu)。本文對FDI與制成品的出口額做出了定量的分析,并且指出了FDI在多大程度上影響著我國制成品的出口額。

FDI對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響

一、中國外商直接投資（簡稱“外資”）流入的概況。

第一，中國利用外資概況。從引資總量來看，如圖一所示，1992年是中國引資重要轉(zhuǎn)折點，1993年引資總量為1114.36億美元。其后到1999年中國引資進(jìn)入了一個相對緩慢下降時期，從1999到現(xiàn)在外資總量又進(jìn)入了飛速增長時期。

從實際利用外資額來看，如圖一所示，中國利用外資出現(xiàn)了三個階段。第一個階段是1991年到1997年，中國利用外資持續(xù)高速增長；第二個階段出現(xiàn)在1997到1999年，中國利用外資開始大幅度下降，下降幅度為36.88%；第三階段出現(xiàn)在1999年到2004年，中國實際利用外資又呈現(xiàn)出高速增長態(tài)勢，總體而言，中國實際利用外資額呈逐年上升的趨勢。

從外資的利用效率來看，如圖1所示，外資引入越多，利用率相對越低。1993年實際利用外資額僅占引入外資總額的24.69%,而外資引進(jìn)相對較少的1986年則為67.39%。

第二，F(xiàn)DI流入的產(chǎn)業(yè)概況。20世紀(jì)80年代，中國政府采取了稅收優(yōu)惠政策吸引外資。許多外資企業(yè)投資領(lǐng)域主要集中在第二產(chǎn)業(yè)。20世紀(jì)90年代初期以后，中國開始重視利用外資質(zhì)量，并對外資投向進(jìn)行引導(dǎo)，外資從初期的一般加工工業(yè)擴展到基礎(chǔ)設(shè)施和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。加入WTO后，中國對外資進(jìn)入服務(wù)業(yè)的各項限制降低，外商投資于第三產(chǎn)業(yè)的比重增加。隨著外商直接投資額持續(xù)增長，外商直接投資流入所涉及的產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。從外商投資產(chǎn)業(yè)分布結(jié)構(gòu)來看，絕大比重外商投資集中在制造業(yè)。

二、中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化。改革開放以來，中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大變化。20世紀(jì)90年代中期至今，初級產(chǎn)品出口比重不斷下降，工業(yè)制成品的出口比重繼續(xù)上升；按三次產(chǎn)業(yè)劃分的出口結(jié)構(gòu)中，第二產(chǎn)業(yè)所占比重最大，第一產(chǎn)業(yè)所占比重最小，第三產(chǎn)業(yè)所占比重不大但比較穩(wěn)定。按貿(mào)易方式劃分，一般貿(mào)易所占比重一直小于加工貿(mào)易，但從2006年開始，加工貿(mào)易比重有下降的趨。

FDI對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的實證分析

一、變量選取及說明。中國出口總額（EX）、初級產(chǎn)品出口額（EXC）和制成品出口額（EXM）為被解釋變量。人民幣與美元之間的實際匯率（REET）和外商直接投資（FDI）為解釋變量。為了研究方便,并考慮到各時間序列數(shù)據(jù)經(jīng)過對數(shù)處理后不會改變其性質(zhì)和關(guān)系,并且更容易得到平穩(wěn)的時間序列消除異方差性,所以回歸模型中的變量均采用取對數(shù)后的變量。

二、平穩(wěn)性檢驗。利用Eviews5.0軟件，對變量及其差分序列進(jìn)行ADF檢驗。根據(jù)計算結(jié)果總結(jié)的檢驗結(jié)果如表一所示，ADF檢驗結(jié)果表明，變量在差分前是非平穩(wěn)的時間序列，經(jīng)過差分后大部分變?yōu)橐浑A單整的或近似一階單整的。本文將近似一階單整的變量也看成一階單整的。

三、協(xié)整分析。以中國出口總額Ln（EX）、初級產(chǎn)品出口Ln（EXC）和工業(yè)制成品出口Ln（EXM）分別為被解釋變量，以外商直接投資和實際利率為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型。

估計的回歸模型分別為：

LX=-20.44+3.47*LT+3.42*LI LC=-8.26+1.81*LI+1.29*LT

（-2.96）（1.71）（7.45）（-2.18）（7.18）（1.16）

R2=0.92 S.E=0.25 F=73.05R2=0.93 S.E=0.14 F=77.04

LM=-22.19+3.77*LT+3.58*LI

（-3.06）（1.76）（7.42）

R2=0.92 S.E=0.26 F=71.45

回歸結(jié)果分析：三個估計方程的修正R2值非常高，表明外商直接投資對中國出口總額、初級產(chǎn)品出口和工業(yè)制成品出口起到了很好的解釋作用，分別觀察FDI的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，其在10%的顯著水平下通過了顯著性檢驗，表明外商直接投資是中國貿(mào)易總額的重要推動力，是中國初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品出口的重要因素。

用殘差序列u^做如下回歸，并進(jìn)行AEG檢驗。結(jié)果表明：在10%的顯著性水平下，t檢驗統(tǒng)計量值分別為0.62、0.38、0.49，其大于相應(yīng)的臨界值——1.61，從而拒絕H，表明殘差序列存在單位根，是不平穩(wěn)序列，三個別解釋變量與外商直接投資之間分別存在協(xié)整關(guān)系 建立誤差修正模型：DLX=C（1）+C（2）*DLT+C（3）*DLI+C（4）*E，DLC=C（1）+C（2）*DLT+C（3）*DLI+C（4）*E，DLM=C（1）+C（2）*DLT+C（3）*DLI+C（4）*E

估計的回歸模型為：

DLX=0.15+2.13*DLT+0.65*DLI+0.25*E DLC=0.05+0.98*DLT+0.73*DLI+0.16*E

（3.04）（1.10）（1.27）（0.62）（0.97）（0.48）（1.38）（0.38）

R2=0.23 S.E=0.14 F=0.87R2=0.22 S.E=0.14 F=0.85

DLM=0.16+2.26*DLT+0.65*DLI+0.24*E

（3.24）（1.17）（1.27）（0.59）

R2=0.23 S.E=0.14 F=0.88

結(jié)果表明：外商直接投資的t值大于10%顯著水平下的臨界值，但外商直接投資的擬合優(yōu)度差。這表明出口總額、初級產(chǎn)品出口總額和工業(yè)制成品出口總額在某個點上的變化不僅取決于外商直接投資的變化，而且還取決于上一期外商直接投資對均衡水平的偏離。

從長期影響方面來看，外商接投資與中國出口總量、初級產(chǎn)品出口、制成品出口同方向變動。其次，在短期影響方面，中國出口總額、初級產(chǎn)品出口、制成品出口的變動是由較穩(wěn)定的短期趨勢和短期的波動決定的，短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小導(dǎo)了波動振幅的大小，雖然我們建立的誤差修正模型對變量的短期波動做了釋，但是該模型的解釋力不夠好，有待于進(jìn)一步的研究。從結(jié)構(gòu)效應(yīng)上來看，F(xiàn)DI對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化產(chǎn)生了積極的影響。

（作者單位：南京財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院）

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文