[摘要] 改革開放以來山東省對外貿(mào)易迅速發(fā)展，貿(mào)易規(guī)?？偭吭鲩L顯著。與此同時(shí)伴隨著FDI的大量流入。本文根據(jù)山東歷年數(shù)據(jù)運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰檢驗(yàn)和建立回歸模型，研究FDI與山東省出口規(guī)模之間的因果關(guān)系，及內(nèi)流FDI對山東省出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，得出結(jié)論:內(nèi)流FDI促進(jìn)了山東省出口總規(guī)模的增加，同時(shí)優(yōu)化了出口商品結(jié)構(gòu)，增加了制造業(yè)產(chǎn)品的出口，減少了初級產(chǎn)品出口額。最后，總結(jié)了問題及提出了相關(guān)的建議。

[關(guān)鍵詞] 內(nèi)流FDI 出口規(guī)模 出口商品結(jié)構(gòu) 制造業(yè)產(chǎn)品出口比重 協(xié)整 回歸模型

一、研究現(xiàn)狀

1.國外研究

國際直接投資的歷史可追溯到19世紀(jì)上半葉，但關(guān)于國際直接投資對貿(mào)易的影響的研究則真正始于蒙代爾(1957）的“貿(mào)易—投資替代說”，即認(rèn)為FDI與國際貿(mào)易是一種完全替代的關(guān)系。弗農(nóng)（1972）關(guān)于國際直接投資的產(chǎn)品周期論也描述了FDI與貿(mào)易是一種替代關(guān)系。日本學(xué)者小島清(1978)的“貿(mào)易—投資互補(bǔ)說”，認(rèn)為FDI能擴(kuò)大兩國之間的貿(mào)易，這一理論拓展了FDI效應(yīng)的研究思路。

20世紀(jì)80年代以來，國外相關(guān)實(shí)證研究取得了突破性進(jìn)展。LipseyWeiss(1981)、Hubfbauer etal(1994)、Gramham（1996）研究結(jié)果也表明，國際直接投資的迅速增加并沒有影響到國際貿(mào)易的發(fā)展，相反具有促進(jìn)作用。

2.國內(nèi)研究

中國國內(nèi)的研究主要是運(yùn)用計(jì)量法對外貿(mào)促進(jìn)中國進(jìn)出口貿(mào)易的效應(yīng)進(jìn)行了分析，王學(xué)東、劉占軍和程傳海（2001）比較了廣東省與外商直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，認(rèn)為外資是廣東地區(qū)出口貿(mào)易的驅(qū)動(dòng)源；沈克華（2003）的研究表明FDI隊(duì)我國出口總量增長貢獻(xiàn)巨大且呈上升趨勢;朱廷（2006）通過基于中國省區(qū)數(shù)據(jù)的計(jì)量分析得出:FDI的增加會(huì)使出口增加;王蕙、郭顯光（2007）基于虛擬變量、協(xié)整及格蘭杰檢驗(yàn)的實(shí)證研究得出:FDI對我國的外貿(mào)具有促進(jìn)作用且FDI對出口貿(mào)易的影響具有明顯的滯后作用。

綜上所述，在研究FDI的貿(mào)易效應(yīng)時(shí)，國內(nèi)學(xué)者基本表明FDI對外貿(mào)規(guī)模有正的促進(jìn)作用這一方面。但是FDI的貿(mào)易效應(yīng)不僅僅包含對外貿(mào)規(guī)模的影響，還有對外貿(mào)商品結(jié)構(gòu)的影響。

筆者以山東省的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用計(jì)量分析方法運(yùn)用Eviews3.1軟件來研究山東省的內(nèi)流FDI對山東省的出口規(guī)模及出口商品結(jié)構(gòu)的影響。

二、山東省內(nèi)流FDI與外貿(mào)出口及出口結(jié)構(gòu)的概況分析

改革開放后的二十多年中，山東省合同外商直接投資金額從1984年的1.05億美元增長到2005年的274.95億美元，實(shí)際利用外資金額從1984年的0.004億美元增長到2005年的89.71億美元，截至2006年末，累計(jì)實(shí)際利用FDI達(dá)到552.35億美元。

在山東省內(nèi)流FDI迅速增長的同時(shí)，其對外貿(mào)易也迅速穩(wěn)定的增長。1996年外貿(mào)出口總額108.6億美元，截至2006年底，出口總額已達(dá)586.5億美元。出口商品結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化，96年初級產(chǎn)品比重達(dá)24.9%，到2005年底，比重已下降到16.8%。

三、山東省內(nèi)流FDI對其出口量及出口商品結(jié)構(gòu)的影響的計(jì)量分析

1.對出口量影響的計(jì)量分析

(1)模型建立、變量選取及數(shù)據(jù)說明

利用山東省1984年～2006年期間的數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析對外商在山東省的直接投資與山東省出口總額之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。當(dāng)然，影響出口數(shù)量變動(dòng)的因素還有我國匯率的水平、政府政策及商品出口價(jià)格指數(shù)，但是政府政策無法量化且商品出口價(jià)格指數(shù)無法取得，所以從模型中排除掉。另外，通過變量的顯著性檢驗(yàn)，匯率水平對山東省的出口額影響不顯著。所以也將匯率水平從模型中排除。最終模型中只有FDI、常數(shù)項(xiàng)與出口額（EX）

注:表中數(shù)據(jù)來源于各年份《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中內(nèi)流FDI為山東每年的實(shí)際利用的外商直接投資金額。

(2)山東省內(nèi)流FDI與出口規(guī)模的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注:本表中平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用Eviews3.1計(jì)算。檢驗(yàn)形式（c，t，k）表示單位根檢驗(yàn)方程中的常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)，n指不包括常數(shù)項(xiàng)或趨勢項(xiàng)，加入滯后項(xiàng)是為了使殘差為白噪聲。臨界值欄括號內(nèi)的百分比指的是顯著水平，△3為三階差分。以下同。

從表中發(fā)現(xiàn)，各序列的ADF檢驗(yàn)值均小于相應(yīng)5%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，說明EX、FDI均為三階單整序列，即I(3)，也就是同階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件

(3)山東省內(nèi)流FDI與EX的協(xié)整檢驗(yàn)

由表可知，協(xié)整回歸殘差序列的ADF檢驗(yàn)值小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設(shè)，殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。說明EX、FDI是協(xié)整的，可以進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)。

(4)序列的格蘭杰檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果表明:對原假設(shè)“EX不是FDI的格蘭杰原因”的相伴概率為0.09731，在5%的顯著性水平下可以認(rèn)為接受原假設(shè)，而對原假設(shè)“FDI不是EX的格蘭杰原因”，相伴概率為0.02209，在5%的顯著性水平下可以認(rèn)為拒絕原假設(shè)，因此可以認(rèn)為FDI與EX之間存在單向因果關(guān)系，即FDI是出口規(guī)模變化的格蘭杰原因，但反之因果關(guān)系不顯著。

但是由表可知在山東省內(nèi)流FDI 對其出口規(guī)模的影響存在著嚴(yán)重的滯后效應(yīng)。

2.對出口商品結(jié)構(gòu)的影響的計(jì)量分析

(1)模型建立、變量選取及數(shù)據(jù)說明

選取山東省1996年～2005年期間的年度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整技術(shù)對外商在山東省的直接投資于其出口總額、初級產(chǎn)品出口以及工業(yè)制成品出口之間的關(guān)系進(jìn)行分析。以EX、EXP、EXM分別表示出口總額、初級產(chǎn)品出口和制成品出口變量。數(shù)據(jù)見下表：

注:表中數(shù)據(jù)來源于各年份《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》

（2)各序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

上表表明，1996年～2005年間的各序列是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后，變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即各序列都是同階單整的，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(3)序列的協(xié)整檢驗(yàn)

用變量EX、EXP、EXM分別對FDI作協(xié)整回歸，對殘差序列e1、e2、e3作單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見下表。

由表知，e1、e2、e3的ADF檢驗(yàn)值均小于5%水平下的臨界值，殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)的，即FDI與EX、FDI與EXP、FDI與EXM是協(xié)整的。

(4)誤差修正模型回歸結(jié)果

運(yùn)用誤差修正模型的直接估計(jì)法，所對應(yīng)的回歸方程分別為:

△EX=-20.9864+0.3977△FDI-0.0054EX（-1）+1.3921FDI（-1） (1)

(0.5537)(1.2994)

△EXP=-3.98-0.1071△FDI-0.3191EXP(-1)-0.0266FDI（-1）（2）

（-0.4193） （-0.1005）

△EXM=-19.6772+0.3786△FDI+0.0634EXM(-1)+1.452FDI（-1） （3）

（0.64）（1.6444）

從回歸方程(1）、（3）來看，外商直接投資額對山東省的出口總量和工業(yè)制成品出口均產(chǎn)生了積極的影響，這與前面FDI是EX的格蘭杰原因的分析相吻合，且存在著滯后效應(yīng)。從回歸方程（2）來看，山東省內(nèi)流FDI對其初級產(chǎn)品的出口不但沒有促進(jìn)作用，還導(dǎo)致了初級產(chǎn)品出口的減少。

4.結(jié)果與原因分析

總體來說，山東省的內(nèi)流FDI可以促使其出口規(guī)模的整體增加，從回歸系數(shù)來看，長期來看，F(xiàn)DI每增加1%，將使出口總額增加0.3977%，制成品出口增加0.3786%。而根據(jù)山東省歷年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，其出口增長的95%來自于制成品出口的增長，表明外商直接投資對山東省出口的促進(jìn)作用主要是通過促進(jìn)工業(yè)制成品的出口來實(shí)現(xiàn)的。另一方面，從長期來看，F(xiàn)DI每增加1%，山東省的初級產(chǎn)品的出口將減少0.0266%，且根據(jù)10%的顯著性水平下的臨界值，其回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量不顯著。

筆者認(rèn)為上述結(jié)果出現(xiàn)的原因主要在于山東省內(nèi)流FDI 的結(jié)構(gòu)與類型。小島清在其投資理論中將投資分為勞動(dòng)力導(dǎo)向型投資、資源導(dǎo)向型投資以及市場導(dǎo)向型投資。其中勞動(dòng)力導(dǎo)向型和資源導(dǎo)向型可歸結(jié)為成本導(dǎo)向型一類，其具有明顯的外向型特征，即其產(chǎn)品以遠(yuǎn)銷中國以外的市場為主，朱廷珺（2006）認(rèn)為日本、韓國對我國的投資為勞動(dòng)力導(dǎo)向型和資源導(dǎo)向型即成本導(dǎo)向型。根據(jù)山東省的2003年～2005年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，韓國是其內(nèi)流FDI 的主要來源國，其次為日本。（注:雖然來自香港的投資額居于第二，但考慮到其是有名的避稅港地區(qū)，故不予考慮。）而韓日雖然主要投資于中國的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，但其也主要集中在制造業(yè)的領(lǐng)域，如電子產(chǎn)品、化學(xué)日用品等。另外，每年的數(shù)據(jù)也表明，整體外商直接投資的重點(diǎn)是在制造業(yè)上，并呈不斷上升趨勢。2000年，山東省合同外商直接投資中有34.6018億美元投向了制造業(yè)，比重達(dá)到69%，截至2005年末，合同外商直接投資中的228.8412億美元流向了制造業(yè)，比重也增至83.2%。所以，外商直接投資在制造業(yè)投資的增加極大地導(dǎo)致了山東省制造業(yè)產(chǎn)品的出口的不斷增加，促使其出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

四、山東省內(nèi)流FDI存在的問題及建議

雖然山東省每年的出口總額和制成品出口呈不斷增加的趨勢，且利用FDI的發(fā)展速度很快，近十幾年來引進(jìn)FDI的增長速度位居全國之首。從2002年起，山東成為全國吸引外資的第三大省，僅次于廣東和江蘇。但是，與全國相比某些領(lǐng)域還存在著巨大的差距，如制成品出口額占總出口額的比重上。從1996年起，全國制成品出口比重已達(dá)到85.4%，截至2005年末，比重已達(dá)到93.6%，而山東省在1996年的比重為75.1%，到2005年末，才增至83.2%，大大落后于全國平均水平。同時(shí)山東省內(nèi)流FDI的質(zhì)量不高，如前文所述，大量的日韓投資都流向了成本導(dǎo)向型的勞動(dòng)力和資源密集型產(chǎn)業(yè)，雖然有利于增加就業(yè)，但是嚴(yán)重掠奪了山東省的資源，也不利于山東省整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。在目前我國匯率水平不斷上升和取消給與外資企業(yè)優(yōu)惠稅率的形勢下:（1）山東省應(yīng)在優(yōu)化外商直接投資環(huán)境的基礎(chǔ)上，擴(kuò)大利用外資規(guī)模，以進(jìn)一步擴(kuò)大外貿(mào)出口規(guī)模和提升出口商品結(jié)構(gòu)；（2）在提高出口商品比重方面，集中力量扶持機(jī)電產(chǎn)品、成套設(shè)備和高新技術(shù)產(chǎn)品出口，提高占出口比重；（3）同時(shí)，抓住國際上新一輪產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移—服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移的機(jī)遇，大力引進(jìn)外資進(jìn)入服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，增加服務(wù)業(yè)的出口，以促進(jìn)開放層次和水平的提升。

參考文獻(xiàn):

[1]朱廷:（2006） 《外國直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究》，人民出版社

[2]王蕙郭顯光:（2007）“外國直接投資對我國進(jìn)出口規(guī)模的影響”，《國際貿(mào)易問題》第3期

[3]冼國明嚴(yán)兵:（2007）“全球國際直接投資的發(fā)展趨勢與前景”，《國際經(jīng)濟(jì)合作》第253期

[4]沈克華:（2003）“外國直接投資與我國出口總量及結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施投入的相關(guān)關(guān)系分析”，《國際貿(mào)易問題》第7期

[5]王學(xué)東劉占軍程傳海:（2001）“明顯的驅(qū)動(dòng)源—廣東省與全國外商直接投資貿(mào)易效應(yīng)對比”，《國際貿(mào)易》，第5期

[6]Lipsey，R.E.，and M.Y.Weiss，（1981）“Foreign Production and Exports in dividual Firms”，《Review of Economics and Statistics》，第63期

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?！?/p>