對外貿(mào)易與FDI關(guān)系探究

黃勇明+++杜興鵬

摘 要：改革開放以來，我國的外商直接投資逐年增長，與此同時我國的對外貿(mào)易也取得了長足發(fā)展。本文章使用面板數(shù)據(jù)的最小二乘法對我國主要貿(mào)易伙伴與我國進出口額及上兩年年FDI進行回歸分析，得出外商直接投資額對我國與主要貿(mào)易伙伴的進出口額有替代效應，從而為相應的政策制定提供幫助與借鑒。

關(guān)鍵詞：進出口額；FDI；替代效應

一、引言及文獻綜述

我國對外貿(mào)易在改革開放后取得長足發(fā)展，貿(mào)易的出口總額和進口總額尤其變化顯著， 2013年我國進出口額達到41603億美元，是1978年的200多倍，穩(wěn)居全球第一貿(mào)易大國，而1978年我國進出口額只有206.4億美元。在此期間，我國也成為吸引外商直接投資的理想場所，實際利用外資額從1985 年的19.56 億美元增長到2011 年的1160.11 億美元。其中在某些年份利用外資也會出現(xiàn)波動，例如1997年東南亞爆發(fā)了震驚世界的金融危機，迅速蔓延到周邊的日本、韓國、中國香港，受其影響中國1999 年利用外資出現(xiàn)了11%的負增長。2008年美國次貸金融危機爆發(fā)，導致2009年我國FDI值比08年少了23億美元，變化顯著。但總體上看，我國FDI額年均上升趨勢明顯，2011年我國接受的實際外國直接投資額比1990年數(shù)值增長了32倍左右。同時我國利用外資的結(jié)構(gòu)得到不斷深化，利用外資質(zhì)量明顯改善。

圖1 1990年-2011年我國進出口與FDI增長情況

由圖1可知，在這段時間我國進出口額與FDI都取得了很快增長，并且進口與FDI之間、出口與FDI之間關(guān)聯(lián)性明顯，呈現(xiàn)擬線性趨勢。它們之間具體的關(guān)系有待計量模型進一步檢驗。

國際主流FDI與國際貿(mào)易關(guān)系的研究主要以下兩種觀點。首先，蒙代爾于1957年提出貿(mào)易與投資的替代模型，在假設條件下，如要素的自由流動，貿(mào)易雙方擁有相同的生產(chǎn)函數(shù)等，得出的結(jié)論是：一國對另一國的投資可以使自己的生產(chǎn)可能性邊界變小，擴大被投資國的生產(chǎn)可能性邊界，從而對貿(mào)易的完全替代。分析認為，該模型的假設條件過于理想，在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中很難達到，但對我們以后的理論研究有借鑒意義。其次，小島清基于對日本跨國企業(yè)對外投資實際情況的研究，提出適合發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間的貿(mào)易與投資的互補模型，指出對外直接投資并不是將資本作為一般生產(chǎn)要素分配到東道國的行業(yè)中去，而且包括技術(shù)、管理、生產(chǎn)設備等生產(chǎn)要素的多方位轉(zhuǎn)移。小島清得出結(jié)論，即由技術(shù)先進國家的“邊際產(chǎn)業(yè)”（即在本國已經(jīng)發(fā)展很成熟處于衰退階段或者沒有發(fā)展前途的產(chǎn)業(yè)）進行的直接投資將會促進商品貿(mào)易，這屬于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移范疇，技術(shù)先進國家轉(zhuǎn)移出這些邊際產(chǎn)業(yè)，從而集中國內(nèi)資源發(fā)展高端產(chǎn)業(yè)，促進本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，即日本在亞洲構(gòu)建的雁陣模型。

二、統(tǒng)計分析與模型估計

1.變量和模型的選擇與建立

本文使用的數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型可以克服時間序列分析中多重共線性的不足，比單個的時間序列數(shù)據(jù)模型具有更高的維度。時間跨度方面選擇1994- 2011 年，截面數(shù)據(jù)選擇對我國FDI 額排名前十的國家或地區(qū)——美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡。

本文根據(jù)研究需要選擇固定系數(shù)模型，根據(jù)模型截距的是否發(fā)生變化分為兩類。變截距模型對不同的截面賦予相同的系數(shù)，但具有不同的截距；固定截距模型中所有截面都會有一個相同的截距。它們分別表示為：

Yit =αi +β·Xit +R·zit +c+uit （1）

Yit =α +β·Xit +R·zit +c+uit （2）

在變量選擇上，除FDI之外，因為經(jīng)濟系統(tǒng)存在慣性定律，進出口額會保持一種相應的慣性，其是一種長期的連續(xù)變量，所以上一期出口額和進口額也會影響本期的出口額和進口額。此外，F(xiàn)DI 流入量的增加引起進出口增長的效應不會立即顯現(xiàn)，這是由于跨國企業(yè)攜帶資本進入東道國之后，進行兩種選擇。一種是建造新的廠房，需要構(gòu)建新的設備和員工；一種是并購當?shù)仄髽I(yè)，需要改造現(xiàn)有設備和培訓員工以符合新的生產(chǎn)目標。這都是一個循序漸進的過程，當期的投資并不會在當?shù)匦纬缮a(chǎn)能力，因此本文選擇的外商直接投資變量不是當期的投資額，而是上一期我國獲得的外國或地區(qū)直接投資的流量（AFDIit- 1）和上一期之前我國獲得的直接投資的總量（AAFDIit- 2）。本文構(gòu)建的對數(shù)模型如下：

lnEXit=αi+β·lnAFDIit-1+γ·lnAAFDIit-2+c·ar（1）+Uit （3）

lnIMit=αi+β·lnAFDIit-1+γ·lnAAFDIit-2+c·ar（1）+Uit （4）

其中l(wèi)nEXit是t 時期我國對i 國的出口額的對數(shù)值，同理lnIMit是t時期我國從i 國的進口額的對數(shù)值。上述變量的數(shù)據(jù)來源，1994年- 2011年的進口、出口、FDI 值來自《中國統(tǒng)計年鑒》，所有數(shù)據(jù)均以萬美元為單位。

2.模型的估計

使用ADF法檢驗各變量的平穩(wěn)性，其結(jié)果如下：

EX 單位根檢驗

以上數(shù)據(jù)顯示，我國1994年-2011年進出口值和FDI 值單位根檢驗P值大于0.05，是非平穩(wěn)的，但對它們進行一階差分結(jié)果變好了，顯現(xiàn)出差分平穩(wěn)特性。Granger and Newbold于1974年發(fā)現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，它是指相互獨立的兩個非平穩(wěn)變量序列，利用最小二乘估計回歸模型并進行通常的t檢驗，往往得到它們之間存在顯著的函數(shù)關(guān)系的現(xiàn)象。本文面板數(shù)據(jù)包含了非平穩(wěn)變量序列，存在偽回歸的可能性，因而要通過Durbin-Watson檢驗來判斷回歸估計的真實性，因此本文十分重視回歸的D-W值是否顯著。

不同模型在實際統(tǒng)計分析中會顯現(xiàn)不同的擬合結(jié)果，孰優(yōu)孰劣要通過選擇統(tǒng)計量來判斷。本文選擇模型回歸后的殘差平方和計算F 統(tǒng)計值來判斷孰優(yōu)孰劣。同樣固定系數(shù)模型與變系數(shù)模型對比也用協(xié)方差統(tǒng)計量來判斷。F 統(tǒng)計量計算公式如下：endprint

F2= （SSE1-SSE3）/[（N- 1）·k]/SSE3 /[NT-N·（k+1）] （5）

F1= （SSE2-SSE3 ）/[（N- 1）·k]/ SSE3 /[NT-N·（k+1）] （6）

式中SSE1、SSE2和SSE3分別代表固定系數(shù)固定截距模型、固定系數(shù)變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和，N 為截面數(shù)，T 為時期數(shù)，k為自變量數(shù)。根據(jù)F 統(tǒng)計量與臨界值大小來相應模型。考慮到方程很可能存在異方差和不同截面間的序列相關(guān)，故使用截面SUR （似然不相關(guān)回歸） 方法進行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協(xié)方差矩陣，對模型進行廣義最小二乘估計。

3.統(tǒng)計分析結(jié)果

對美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡按式（5）進行回歸分析，結(jié)果如下（括號內(nèi)為t統(tǒng)計值）：

表2 FDI對出口效應的回歸結(jié)果

三個模型的D-W值都很好，證明不存在嚴重的虛假回歸，協(xié)方差檢驗中F 2統(tǒng)計值大于臨界值排除固定截距模型，F(xiàn)1統(tǒng)計值小于臨界值，說明應采用固定系數(shù)變截距模型。雖然使用了面板數(shù)據(jù)，但AFDI 、AAFDI的t 檢驗不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計方法后AFDI變得顯著了，擬合優(yōu)度提升，說明模型得到改善。對日本出口的個體固定效應為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺灣為-0.826070，美國為1.475789，德國為-0.099704，法國 -0.871041，新加坡為-0.893797。

對上述國家按式（6）進行回歸，結(jié)果如下：

表3 FDI對進口效應的回歸結(jié)果

從表3中可以看出，F(xiàn) 統(tǒng)計證明應采用個體固定效應的變截距模型，且D-W值優(yōu)良，通過了D-W檢驗。我國從日本進口的個體固定效應為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺灣為0.691421，美國為0.451237，德國為1.420185，法國-0.347006，新加坡為-0.669783。

三、結(jié)論

根據(jù)表2及表3，可以得到以下結(jié)論：

（1）表2、表3中，AFDI 對我國與上述經(jīng)濟體的進出口有一定替代效應，AFDI值如果年均增長1%，進口將減少0.078%，出口將減少0.06%。這反映上述國家與我國貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在互補，外商直接投資進入國內(nèi)新興的產(chǎn)業(yè)和部門，獲得公平競爭的地位和國民待遇，避開被投資國的準入壁壘和關(guān)稅壁壘，在當?shù)厣a(chǎn)產(chǎn)品進而占領(lǐng)消費市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對我國與上述八個國家或地區(qū)的進出口均呈現(xiàn)正相關(guān)，但不是十分顯著，說明累積FDI 在長期中起到了一部分貿(mào)易促進作用。這與我國產(chǎn)業(yè)鏈處于低端，與發(fā)達國家和地區(qū)等處于產(chǎn)業(yè)鏈頂端的客觀事實相符，驗證了投資與貿(mào)易的互補模型。

（3）表2、表3中AR（1）項表示我國與上述八個國家或地區(qū)的進出口均有非常顯著的正相關(guān)效應，上一期的進出口額增長1%會帶來當期出口0.93%增長，當期進口0.98%的增長，說明我國外貿(mào)得到持續(xù)穩(wěn)定的增長，符合經(jīng)濟系統(tǒng)中的慣性定律。

（4）對出口和進口的回歸結(jié)果進行橫向?qū)Ρ?，可以看出，我國進口增長受累積FDI 影響強于出口受累積FDI影響，說明從長期來看，外商直接投資產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在被投資國當?shù)貥?gòu)造完整的生產(chǎn)鏈，加強了投資國與被投資國之間的貿(mào)易往來。這也符合我國沿海地區(qū)加工貿(mào)易發(fā)達，對外經(jīng)濟依賴度高的現(xiàn)實。

參考文獻：

[1]伊希果.計量經(jīng)濟學原理與操作[M].重慶：重慶大學出版社，2009：458- 514.

[2]詹姆斯·H.斯托克、馬克·W.沃森.計量經(jīng)濟學[M].格致出版社，2012：271- 293.

[3]王文泰. FDI 對國際貿(mào)易的互補與替代效應：基于我國主要貿(mào)易伙伴的平行數(shù)據(jù)實證研究[J].當代財經(jīng)，2009，（4）：10- 14.

[4]康贊亮，張必松.FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟增長的協(xié)整分析與VECM模型[J].國際貿(mào)易問題，2006，（2）：45- 55.

[5]孫敬水，張蕾.對外直接投資與進出口貿(mào)易關(guān)系的協(xié)整分析[J].財政研究，2007，（1）：58- 65.

[6]李子奈.計量經(jīng)濟學[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.

[7]王中昭.計量經(jīng)濟學實驗及例題分析[M].南寧：廣西科學技術(shù)出版社，2005：136-156.

作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學研究生，主要從事國際貿(mào)易研究；杜興鵬（1986- ），男，漢族，河南商丘人，廣西大學研究生，主要從事國際貿(mào)易研究endprint

F2= （SSE1-SSE3）/[（N- 1）·k]/SSE3 /[NT-N·（k+1）] （5）

F1= （SSE2-SSE3 ）/[（N- 1）·k]/ SSE3 /[NT-N·（k+1）] （6）

式中SSE1、SSE2和SSE3分別代表固定系數(shù)固定截距模型、固定系數(shù)變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和，N 為截面數(shù)，T 為時期數(shù)，k為自變量數(shù)。根據(jù)F 統(tǒng)計量與臨界值大小來相應模型。考慮到方程很可能存在異方差和不同截面間的序列相關(guān)，故使用截面SUR （似然不相關(guān)回歸） 方法進行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協(xié)方差矩陣，對模型進行廣義最小二乘估計。

3.統(tǒng)計分析結(jié)果

對美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡按式（5）進行回歸分析，結(jié)果如下（括號內(nèi)為t統(tǒng)計值）：

表2 FDI對出口效應的回歸結(jié)果

三個模型的D-W值都很好，證明不存在嚴重的虛假回歸，協(xié)方差檢驗中F 2統(tǒng)計值大于臨界值排除固定截距模型，F(xiàn)1統(tǒng)計值小于臨界值，說明應采用固定系數(shù)變截距模型。雖然使用了面板數(shù)據(jù)，但AFDI 、AAFDI的t 檢驗不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計方法后AFDI變得顯著了，擬合優(yōu)度提升，說明模型得到改善。對日本出口的個體固定效應為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺灣為-0.826070，美國為1.475789，德國為-0.099704，法國 -0.871041，新加坡為-0.893797。

對上述國家按式（6）進行回歸，結(jié)果如下：

表3 FDI對進口效應的回歸結(jié)果

從表3中可以看出，F(xiàn) 統(tǒng)計證明應采用個體固定效應的變截距模型，且D-W值優(yōu)良，通過了D-W檢驗。我國從日本進口的個體固定效應為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺灣為0.691421，美國為0.451237，德國為1.420185，法國-0.347006，新加坡為-0.669783。

三、結(jié)論

根據(jù)表2及表3，可以得到以下結(jié)論：

（1）表2、表3中，AFDI 對我國與上述經(jīng)濟體的進出口有一定替代效應，AFDI值如果年均增長1%，進口將減少0.078%，出口將減少0.06%。這反映上述國家與我國貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在互補，外商直接投資進入國內(nèi)新興的產(chǎn)業(yè)和部門，獲得公平競爭的地位和國民待遇，避開被投資國的準入壁壘和關(guān)稅壁壘，在當?shù)厣a(chǎn)產(chǎn)品進而占領(lǐng)消費市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對我國與上述八個國家或地區(qū)的進出口均呈現(xiàn)正相關(guān)，但不是十分顯著，說明累積FDI 在長期中起到了一部分貿(mào)易促進作用。這與我國產(chǎn)業(yè)鏈處于低端，與發(fā)達國家和地區(qū)等處于產(chǎn)業(yè)鏈頂端的客觀事實相符，驗證了投資與貿(mào)易的互補模型。

（3）表2、表3中AR（1）項表示我國與上述八個國家或地區(qū)的進出口均有非常顯著的正相關(guān)效應，上一期的進出口額增長1%會帶來當期出口0.93%增長，當期進口0.98%的增長，說明我國外貿(mào)得到持續(xù)穩(wěn)定的增長，符合經(jīng)濟系統(tǒng)中的慣性定律。

（4）對出口和進口的回歸結(jié)果進行橫向?qū)Ρ?，可以看出，我國進口增長受累積FDI 影響強于出口受累積FDI影響，說明從長期來看，外商直接投資產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在被投資國當?shù)貥?gòu)造完整的生產(chǎn)鏈，加強了投資國與被投資國之間的貿(mào)易往來。這也符合我國沿海地區(qū)加工貿(mào)易發(fā)達，對外經(jīng)濟依賴度高的現(xiàn)實。

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[3]王文泰. FDI 對國際貿(mào)易的互補與替代效應：基于我國主要貿(mào)易伙伴的平行數(shù)據(jù)實證研究[J].當代財經(jīng)，2009，（4）：10- 14.

[4]康贊亮，張必松.FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟增長的協(xié)整分析與VECM模型[J].國際貿(mào)易問題，2006，（2）：45- 55.

[5]孫敬水，張蕾.對外直接投資與進出口貿(mào)易關(guān)系的協(xié)整分析[J].財政研究，2007，（1）：58- 65.

[6]李子奈.計量經(jīng)濟學[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.

[7]王中昭.計量經(jīng)濟學實驗及例題分析[M].南寧：廣西科學技術(shù)出版社，2005：136-156.

作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學研究生，主要從事國際貿(mào)易研究；杜興鵬（1986- ），男，漢族，河南商丘人，廣西大學研究生，主要從事國際貿(mào)易研究endprint

F2= （SSE1-SSE3）/[（N- 1）·k]/SSE3 /[NT-N·（k+1）] （5）

F1= （SSE2-SSE3 ）/[（N- 1）·k]/ SSE3 /[NT-N·（k+1）] （6）

式中SSE1、SSE2和SSE3分別代表固定系數(shù)固定截距模型、固定系數(shù)變截距模型和變系數(shù)模型的殘差平方和，N 為截面數(shù)，T 為時期數(shù)，k為自變量數(shù)。根據(jù)F 統(tǒng)計量與臨界值大小來相應模型?？紤]到方程很可能存在異方差和不同截面間的序列相關(guān)，故使用截面SUR （似然不相關(guān)回歸） 方法進行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協(xié)方差矩陣，對模型進行廣義最小二乘估計。

3.統(tǒng)計分析結(jié)果

對美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡按式（5）進行回歸分析，結(jié)果如下（括號內(nèi)為t統(tǒng)計值）：

表2 FDI對出口效應的回歸結(jié)果

三個模型的D-W值都很好，證明不存在嚴重的虛假回歸，協(xié)方差檢驗中F 2統(tǒng)計值大于臨界值排除固定截距模型，F(xiàn)1統(tǒng)計值小于臨界值，說明應采用固定系數(shù)變截距模型。雖然使用了面板數(shù)據(jù)，但AFDI 、AAFDI的t 檢驗不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計方法后AFDI變得顯著了，擬合優(yōu)度提升，說明模型得到改善。對日本出口的個體固定效應為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺灣為-0.826070，美國為1.475789，德國為-0.099704，法國 -0.871041，新加坡為-0.893797。

對上述國家按式（6）進行回歸，結(jié)果如下：

表3 FDI對進口效應的回歸結(jié)果

從表3中可以看出，F(xiàn) 統(tǒng)計證明應采用個體固定效應的變截距模型，且D-W值優(yōu)良，通過了D-W檢驗。我國從日本進口的個體固定效應為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺灣為0.691421，美國為0.451237，德國為1.420185，法國-0.347006，新加坡為-0.669783。

三、結(jié)論

根據(jù)表2及表3，可以得到以下結(jié)論：

（1）表2、表3中，AFDI 對我國與上述經(jīng)濟體的進出口有一定替代效應，AFDI值如果年均增長1%，進口將減少0.078%，出口將減少0.06%。這反映上述國家與我國貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在互補，外商直接投資進入國內(nèi)新興的產(chǎn)業(yè)和部門，獲得公平競爭的地位和國民待遇，避開被投資國的準入壁壘和關(guān)稅壁壘，在當?shù)厣a(chǎn)產(chǎn)品進而占領(lǐng)消費市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對我國與上述八個國家或地區(qū)的進出口均呈現(xiàn)正相關(guān)，但不是十分顯著，說明累積FDI 在長期中起到了一部分貿(mào)易促進作用。這與我國產(chǎn)業(yè)鏈處于低端，與發(fā)達國家和地區(qū)等處于產(chǎn)業(yè)鏈頂端的客觀事實相符，驗證了投資與貿(mào)易的互補模型。

（3）表2、表3中AR（1）項表示我國與上述八個國家或地區(qū)的進出口均有非常顯著的正相關(guān)效應，上一期的進出口額增長1%會帶來當期出口0.93%增長，當期進口0.98%的增長，說明我國外貿(mào)得到持續(xù)穩(wěn)定的增長，符合經(jīng)濟系統(tǒng)中的慣性定律。

（4）對出口和進口的回歸結(jié)果進行橫向?qū)Ρ?，可以看出，我國進口增長受累積FDI 影響強于出口受累積FDI影響，說明從長期來看，外商直接投資產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在被投資國當?shù)貥?gòu)造完整的生產(chǎn)鏈，加強了投資國與被投資國之間的貿(mào)易往來。這也符合我國沿海地區(qū)加工貿(mào)易發(fā)達，對外經(jīng)濟依賴度高的現(xiàn)實。

參考文獻：

[1]伊希果.計量經(jīng)濟學原理與操作[M].重慶：重慶大學出版社，2009：458- 514.

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[3]王文泰. FDI 對國際貿(mào)易的互補與替代效應：基于我國主要貿(mào)易伙伴的平行數(shù)據(jù)實證研究[J].當代財經(jīng)，2009，（4）：10- 14.

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作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學研究生，主要從事國際貿(mào)易研究；杜興鵬（1986- ），男，漢族，河南商丘人，廣西大學研究生，主要從事國際貿(mào)易研究endprint