摘 要：采用中國外商直接投資和進出口數據，實證分析外商直接投資與進出口貿易結構的關系。研究發(fā)現中國外商直接投資對初級產品進口的增長在長期內有促進作用，在短期內有抑制作用；外商直接投資與初級產品出口、工業(yè)制成品進出口之間不存在顯著的關系。外資對外貿結構優(yōu)化有一定作用，但中國外貿結構優(yōu)化不應過分依賴外資引進。

關鍵詞：外商直接投資；進出口貿易結構；協整檢驗；誤差修正模型

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

一、相關文獻綜述

外商直接投資和進出口貿易都是國際間經濟交往的重要方式，它們之間的關系一直是許多學者研究的熱點。這些研究主要集中在兩個方面：第一方面是外商直接投資與進出口貿易總額的關系。Mundell（1957）最早提出了國際直接投資是可以繞開東道國的貿易壁壘，在當地生產銷售產品，從而對貿易產生替代效應。以后陸續(xù)出現了小島清（1987）的互補效應論，Bhagwati（1987）和Dinopoulos（1989）的補償投資理論以及Patrie（1994）和Neary（1995）的關系不確定論。以后許多國內外學者進行了這方面的大量實證研究，得出的觀點比較一致。Gramham（1996）、Hein（1992）、Lucas（1993）、Vasavada（1999）、Li psey和Ramstetter （2000）等國外學者采用各個國家和地區(qū)的數據證明了外商直接投資和貿易的存在相互促進的關系。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）等國內學者的研究都得出外商直接投資促進對外貿易的結論。

第二方面是外商直接投資與對外貿易結構的關系。目前這方面的研究比較少，得出的結論不太一致。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易結構的結論。高峰和高越（2006）認為外商直接投資對加工貿易促進作用明顯，而對一般貿易促進作用不明顯。鄭月明、吳青青和程雅思（2009）的研究認為FDI 對于中國初級產品出口的促進作用并不明顯，而FDI 對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區(qū)和時間不同而有所差異。而周靖祥和曹勤（2007）的研究認為外商直接投資并未引起中國出口貿易結構的優(yōu)化。

通過對以往研究文獻的考察發(fā)現，國內外學者對于第一方面的問題已經采用各種方法進行了大量的研究，并得出了較為一致的結論。而對第二方面的研究還不多，并且存在以下問題：1）已有研究結論差別很大，還沒有達成一致結論；2）以往的研究大都側重于外商直接投資與出口貿易結構的關系，缺少對外商直接投資與進口貿易結構關系的分析；3）在研究方法上大都采用簡單的相關分析方法，而兩個變量之間存在相關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，由于時間序列的不平穩(wěn)性，直接進行回歸分析容易導致“偽回歸”[1]，得出的結論也是不正確的。因而，外商直接投資與中國進出口貿易結構的關系有待深入研究。本文將采用協整分析和建立誤差修正模型的方法，對中國進出口貿易結構與外商直接投資的關系進行分析。

二、外商直接投資與中國進出口貿易結構關系的實證分析

（一）數據選取和平穩(wěn)性檢驗

本文選擇1983—2010年的初級產品出口額、初級產品進口額、工業(yè)產品出口額和工業(yè)產品進口額反映進出口貿易結構情況；由于外商直接投資建立企業(yè)后，生產的產品以后各年度都可能出口或銷往國內市場，對以后各年度的進出口產生影響，因而本文考察滯后一年的累計外商直接投資額與本年度進出口的關系，之所以滯后一年是因為外商直接投資建立企業(yè)后至少需要一年的時間才能生產出產品 [2]。各年度外商直接投資額選用該年實際利用外商直接投資額。所有數據來源于國家統計局網站和《新中國五十年統計資料匯編》。為了消除物價變動的影響，本文對各個變量采用以1978年為基期的消費價格指數進行了調整；同時為了反映各變量之間的彈性關系并消除異方差的影響，對各個變量取對數值。

本文用LNPX、LNIX、LNPM和LNIM分別表示初級產品出口額、工業(yè)產品出口額、初級產品進口額和工業(yè)產品進口額的對數值，用LNCFDI表示累計外商直接投資額的對數值。為了考察這些變量之間的是否存在穩(wěn)定的關系，本文采用EG兩步法進行協整檢驗，在此之前需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。常用的數據平穩(wěn)性檢驗方法是DF或ADF單位根檢驗法。本文采用Eviews5.0軟件對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果（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間序列。

（二）協整檢驗

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系[3]。下面采用E-G兩步法對變量之間的關系進行協整檢驗。我們首先采用最小二乘法分別對初級產品和工業(yè)制成品進出口額與滯后一期的累計外商直接投資額之間的關系進行估計，估計結果（見表2）。表中LNCFDIZ（-1）表示累計直接投資的滯后一期值，括號內的數字是t統計量。

從估計結果可以看出，初級產品進口（LNPM）、工業(yè)產品出口（LNIX）和工業(yè)產品進口（LNIM）的估計式擬合優(yōu)度值較大，F統計量也較高，同時解釋變量LNCFDIZ的t統計量也較大，說明解釋變量具有顯著性，暗示變量之間可能存在長期關系。下面根據EG兩步法分別對各式的殘差序列進行單位根檢驗，如果發(fā)現某個估計式的殘差序列是平穩(wěn)的，則可以得出該估計式反映了變量之間存在協整關系的結論。本文在對殘差序列進行單位根檢驗時仍然使用DF或ADF檢驗法，判斷殘差序列是否存在單位根時采用AEG臨界值。殘差序列的單位根檢驗采用式（1）的形式進行：

Δet=β0et-1+βiΔet-i+ξt （1）

其中，p為滯后期長度，本文根據AIC信息準則選取。各個估計式殘差的單位根檢驗結果（見表3）。表中的AEG臨界值根據Mackinnon的臨界值計算公式得到，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。

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

（三）誤差修正模型

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

誤差修正模型的F統計量 >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，說明模型殘差項不存在一階和二階自相關。ARCH（2）<χ20.05（2）=5.99，說明模型不存在異方差。誤差修正項ECM （-1）的系數小于零，符合反向修正機制，說明上一年度初級產品進口與滯后一期的累計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品的進口進行修正。由于變量對數值得差分項表示變量的增長率，從模型（2）反映了短期內累計外商直接投資的增長率與初級產品進口的增長率是負相關的，說明短期內中國外商直接投資的增加會引起初級產品進口的減少。

三、結論和政策建議

從實證分析結果可以看出，長期內外商直接投資會促進中國初級產品的進口，這與中國的現實情況是一致的。改革開放以來，在中國設立的外商投資企業(yè)大部分從事加工貿易業(yè)務[4]，采用來料加工、進料加工和來件裝配等方式，大量進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品進口的增長。初級產品進口的增長是產業(yè)結構優(yōu)化的表現，這說明外商直接投資對中國產業(yè)結構優(yōu)化有促進作用。在短期內，外商直接投資對初級產品進口存在抑制作用，這可能與中國的外商投資的方式有關。中國外商直接投資大都采用與國內企業(yè)合資合作的方式進行，合資合作企業(yè)的建立往往會涉及到國內原有企業(yè)的短期停產和資產評估等環(huán)節(jié)，從而在短期內影響了企業(yè)的生產和生產用初級產品的進口。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股控制合資企業(yè)，甚至直接兼并收購國內企業(yè)[5]，這在短期內必然影響被控制或兼并企業(yè)的生產和初級產品的進口。

在實證分析中，沒有發(fā)現外商直接投資與工業(yè)品出口和工業(yè)品進口、初級產品出口之間的穩(wěn)定關系。這說明外商直接投資對中國工業(yè)品貿易和初級產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)產品的出口是由內資企業(yè)完成的。這說明內資企業(yè)對中國工業(yè)品貿易和初級產品出口發(fā)揮了重要作用。因此，在外貿政策制定上，一方面要支持外資進入中國鼓勵進出口的行業(yè)，發(fā)揮外資企業(yè)對進出口結構化的作用，另一方面不能過分依賴外資引進，也要注重發(fā)揮內資企業(yè)的作用。

參考文獻：

[1] 張曉彤.計量經濟分析[M].北京：經濟科學出版社，2000：112.

[2] 陳波.FDI與中國對外貿易的實證分析[J].財經論叢，2006，（1）：73-77.

[3] Wart Enders.應用計量經濟學時間序列分析[M].北京：高等教育出版社，2006：307.

[4] 吳進紅.外商直接投資企業(yè)的加工貿易傾向和產業(yè)升級[J].南京社會科學，2005，（7）：23-26.

[5] 劉新英.FDI在中國的獨資化進程、影響及對策[J].商業(yè)時代，2008，（8）：35-37.

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

[責任編輯 安世友]