李 妍，劉 超

（1.石家莊郵電職業(yè)技術(shù)學(xué)院 金融系，河北 石家莊 050021；2.中國(guó)建設(shè)銀行河北分行 機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)部，河北 石家莊 050000）

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于對(duì)外商直接投資（FDI）和東道國(guó)出口關(guān)系方面的研究，除了小島清的互補(bǔ)理論，還有Mundell的相互替代理論以及Bhagwalti和Dinpo-los的補(bǔ)償投資理論。他們的觀點(diǎn)，概括起來(lái)就是FDI對(duì)東道國(guó)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用表現(xiàn)在：FDI不僅可以通過(guò)外商投資企業(yè)自身的出口帶動(dòng)?xùn)|道國(guó)的出口；同時(shí)，也可通過(guò)對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的影響拉動(dòng)出口。另外，弗農(nóng)關(guān)注于FDI和出口商品結(jié)構(gòu)的關(guān)系，他的產(chǎn)品生命周期理論認(rèn)為，外國(guó)直接投資是通過(guò)在東道國(guó)設(shè)立生產(chǎn)企業(yè)，從而通過(guò)影響東道國(guó)的資本來(lái)引起出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整。Dooleyetal（1994）發(fā)現(xiàn)，一國(guó)資本流入中FDI所占比重越高，該國(guó)資本流動(dòng)的流動(dòng)性就越大，從而使得根據(jù)生產(chǎn)要素配置實(shí)現(xiàn)資本效率水平的提高，進(jìn)而改善一國(guó)的產(chǎn)品結(jié)果。國(guó)內(nèi)學(xué)者江小娟分析了FDI企業(yè)對(duì)我國(guó)出口增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)及其原因。向鐵梅通過(guò)一系列的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)FDI和我國(guó)出口貿(mào)易總體上是相互促進(jìn)的。龔艷平（2005）結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)外直接投資和出口相關(guān)結(jié)構(gòu)性指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析。張守森（2005）認(rèn)為FDI影響出口競(jìng)爭(zhēng)力具有多樣化特征，與我國(guó)出口貿(mào)易政策以及政策變遷存在顯著的正相關(guān)。

二、我國(guó)出口與FDI關(guān)系的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與模型設(shè)計(jì)

本文研究外商直接投資與出口貿(mào)易關(guān)系，選擇的變量有累積外商直接投資（FDI）、出口額（EX）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），選取的樣本區(qū)間是1985-2009年（見(jiàn)表 1）。

表1 樣本數(shù)據(jù)

這里需要說(shuō)明的是：第一，由于FDI具有時(shí)滯性和累積性，我們選用FDI存量而不是FDI流量作為該模型的自變量。第二，選用年FDI累積存量，是考慮外資的流入對(duì)貿(mào)易產(chǎn)生效果存在著一定滯后性，以年為時(shí)間單位既可以分析FDI對(duì)出口貿(mào)易的短期效果，還可以觀察FDI對(duì)出口貿(mào)易的長(zhǎng)期效果。第三，對(duì)表1中的數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理。實(shí)際GDP＝名義GDP/對(duì)應(yīng)年份的價(jià)格指數(shù)P，出口額和FDI的單位（億美元）利用人民幣對(duì)美元的匯率轉(zhuǎn)化為我國(guó)的貨幣單位（億元）。第四，為了降低異方差性的影響，分別對(duì)模型中的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，模型的解釋變量依次為：累積實(shí)際利用外商直接投資lnFDI，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值ln GDP；被解釋變量為出口總額ln EX。

根據(jù)建模設(shè)計(jì)和說(shuō)明，構(gòu)造如下模型：

ln EX=c+β1ln FDIt+β2ln GDPt+μ

（二）單位根檢驗(yàn)

用ADF檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，未差分前各變量都為非平穩(wěn)，差分后都變成平穩(wěn)序列，說(shuō)明各序列都是一階單整序列（見(jiàn)表2）。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可知，各變量是一階差分平穩(wěn)，即一階單整。因?yàn)?，各變量?%的顯著水平上不能拒絕存在的單位根的假設(shè)，而一階差分后在5%的顯著水平上都拒絕了存在單位根的假設(shè)。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

上面已證明所有變量都是一階單整的，于是，進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。進(jìn)行普通最小二乘回歸，在主窗口輸入ls lnex c lnfdi lngdp。

回歸方程為：

其中：R2=0.989243，S.E=0.157851，DW=0.642369。

為了觀察變量之間是否存在協(xié)整過(guò)程，需要檢測(cè)回歸方程（1）的回歸殘差平穩(wěn)性，下面我們運(yùn)用ADF法檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，此時(shí)系統(tǒng)會(huì)自動(dòng)生成殘差，我們令殘差為et1，命令如下：

et1=resid

對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，滯后期為1，結(jié)果如表3所示，殘差序列為平穩(wěn)序列，該協(xié)整關(guān)系成立。

表3 殘差項(xiàng)的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（四）誤差修正模型

前面的協(xié)整檢驗(yàn)反映的是外商直接投資和出口之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是短期由于一些原因使其偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，同時(shí)，這種偏離可以通過(guò)誤差的修正向著均衡狀態(tài)不斷地調(diào)整，那么誤差修正模型正是結(jié)合了短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡的分析，描述外商直接投資影響出口的短期偏離和長(zhǎng)期均衡調(diào)整的效果。

上面的分析可以證明序列l(wèi)nex lnfdi lngdp之間存在協(xié)整關(guān)系，故可以建立et1（誤差修正模型）。先分別對(duì)以上序列進(jìn)行一階差分，然后對(duì)誤差修正模型進(jìn)行估計(jì)。則回歸方程為：

其中：R2=0.580958，S.E=0.112439，DW=1.742366。

這表明在短期內(nèi)，出口可能出現(xiàn)偏離這些變量的長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，但長(zhǎng)期來(lái)看，每年出口對(duì)上一年以36%的調(diào)整，使其擺脫短期非均衡狀態(tài)，并快速地向著長(zhǎng)期均衡發(fā)展。

三、模型的結(jié)果檢驗(yàn)

首先，協(xié)整檢驗(yàn)表明，外商直接投資與出口兩變量間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。根據(jù)回歸方程（1）的結(jié)果可知：

1.經(jīng)濟(jì)意義上，ln FDI前面的系數(shù)是正值，外商直接投資（FDI）變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)出口會(huì)同方向以0.308 221個(gè)百分點(diǎn)發(fā)生變化。意味著隨著外商直接投資的增加會(huì)促進(jìn)我國(guó)的出口，這在實(shí)際生活中是正確的。

2.ln FDI前面系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量值為6.374 504，大于5%顯著水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，即外商直接投資對(duì)我國(guó)出口有顯著影響；F統(tǒng)計(jì)量值為965.633 7大于5%顯著水平下的臨界值，說(shuō)明所有解釋變量對(duì)我國(guó)出口的影響也是較顯著的。

3.S.E=0.157 851說(shuō)明我國(guó)出口估計(jì)值與實(shí)際值的平均誤差為0.157 851億元，標(biāo)準(zhǔn)誤差較?。籖2=0.989 243接近于1，擬合優(yōu)度較好。

其次，誤差修正模型表明，從回歸方程（2）的結(jié)果可知，出口EX不僅取決于FDI、GDP的變化，而且還取決于上一期出口的水平對(duì)均衡水平的偏離，誤差項(xiàng)ET1的估計(jì)系數(shù)-0.363 411體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，上一期的偏離越遠(yuǎn)，本期修正的量就越大，即外商直接投資和出口的關(guān)系一旦發(fā)生短期偏離，則會(huì)以約36%的速度向著長(zhǎng)期均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，這也證明了外商直接投資和出口之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

四、結(jié)論及政策建議

從這些年來(lái)我國(guó)出口的迅猛增長(zhǎng)可以看出，我國(guó)政府吸引外商直接投資的努力是卓有成效的。外商直接投資通過(guò)占領(lǐng)和擴(kuò)大在中國(guó)的市場(chǎng)份額，利用中國(guó)低成本優(yōu)勢(shì)發(fā)展出口導(dǎo)向型產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)了我國(guó)的出口貿(mào)易額的增長(zhǎng)。

FDI對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易的拉動(dòng)效應(yīng)表現(xiàn)在：一是近年來(lái)的外商投資企業(yè)出口額占我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的比重正在上升，也就是說(shuō)通過(guò)外商投資企業(yè)自身的出口可以帶動(dòng)我國(guó)的出口貿(mào)易；二是外商投資利用自身先進(jìn)的管理技術(shù)經(jīng)驗(yàn)、有效的營(yíng)銷策略和方法，作用于具有勞動(dòng)力廉價(jià)和優(yōu)惠的引資政策等優(yōu)勢(shì)因素的我國(guó)，使其在國(guó)際市場(chǎng)上具有更強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而拉動(dòng)我國(guó)出口貿(mào)易的增加。

1.要為外資創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，加強(qiáng)吸引外資的能力。建立健全市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)法律體系，規(guī)范政府職能，建立和完善與市場(chǎng)開(kāi)放及貿(mào)易投資活動(dòng)市場(chǎng)化相適應(yīng)的宏觀調(diào)控體系，以增強(qiáng)外國(guó)投資者的信心。改進(jìn)引資方式，以適應(yīng)跨國(guó)公司的全球并購(gòu)浪潮。培育吸引外商直接投資的配套產(chǎn)業(yè)群，使國(guó)內(nèi)眾多中小企業(yè)加入跨國(guó)公司的全球生產(chǎn)鏈，從而更好地融入世界市場(chǎng)，提高競(jìng)爭(zhēng)力。另外，要注意保持FDI的長(zhǎng)期性、穩(wěn)定性、充足性，防止FDI的滯后性，使得短期的、不穩(wěn)定的FDI對(duì)我國(guó)出口貿(mào)易產(chǎn)生有限的影響，從而脫離預(yù)期的效果。

2.加強(qiáng)外商投資對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用。首先，對(duì)外商投資的增量部分進(jìn)行嚴(yán)格的產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向調(diào)控。這就要求我國(guó)根據(jù)行業(yè)特點(diǎn)和技術(shù)結(jié)構(gòu)因素，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)為目標(biāo)，制定合理的產(chǎn)業(yè)政策，引導(dǎo)外資主要投向。其次，對(duì)外商投資的存量部分進(jìn)行結(jié)構(gòu)調(diào)整。通過(guò)產(chǎn)品市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)戰(zhàn)略，使外資企業(yè)在高水平壓力下動(dòng)態(tài)地轉(zhuǎn)讓先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)。同時(shí)，利用先進(jìn)的投資引資戰(zhàn)略，吸引跨國(guó)公司在我國(guó)投資建立研究與開(kāi)發(fā)基地，以達(dá)到新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)技術(shù)的外溢和擴(kuò)散。

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