陳寅雅，邱力生

（1.中共貴州省委黨校 經(jīng)濟學(xué)教研部，貴州 貴陽 550028；2.武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）

出口、投資和消費被視為拉動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。出口快速增長是推動中國經(jīng)濟增長的重要引擎之一，資本流入很大程度促進實體經(jīng)濟增長。改革開放以來外商直接投資（FDI）在我國境內(nèi)規(guī)模不斷擴大，我國對外貿(mào)易額逐步增加。

國內(nèi)外學(xué)者對兩者關(guān)系進行了研究，1957年Mundell提出著名的貿(mào)易與投資替代模型，發(fā)現(xiàn)FDI與進出口貿(mào)易存在替代效應(yīng)。Lipsey，Weiss（1981,1984）實證檢驗得出FDI和同行業(yè)國際貿(mào)易之間呈正相關(guān)關(guān)系。Pain和 Wakelin(1998)用擴大出口需求模型和相關(guān)面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn) FDI流入會擴大出口。梁琦，施曉蘇( 2004) 基時間序列數(shù)據(jù)，認為我國對外貿(mào)易與 FDI 的互補作用遠大于替代作用。于薇薇（2007）采用協(xié)整分析方法和誤差修正模型對全國數(shù)據(jù)的分析認為 FDI對我國進出口存在長期顯著促進作用，F(xiàn)DI流入帶來出口增長，其短期波動對進出口貿(mào)易有不同程度影響。張東云（2011）選取1990至2008年河南年度數(shù)據(jù)建立協(xié)整方程與因果檢驗，結(jié)果表明經(jīng)濟增長與出口貿(mào)易具有顯著雙向因果關(guān)系，且出口乘數(shù)效應(yīng)較顯著。研究表明FDI與對外貿(mào)易間存在高度相關(guān)性，F(xiàn)DI是推進對外貿(mào)易增長的重要變量。多數(shù)研究運用時間序列模型，研究層面涉及國家整體情況，很少根據(jù)地域不同將FDI對出口影響進行分析。本文將利用中國30個省、直轄市、自治區(qū)（由于數(shù)據(jù)缺失，并未將西藏納入分析）從2001到2009年的數(shù)據(jù)進行實證分析，利用面板數(shù)據(jù)研究FDI對我國出口貿(mào)易的影響，F(xiàn)DI對區(qū)域影響差異性，并據(jù)分析結(jié)果提出相應(yīng)政策建議。

一、模型及數(shù)據(jù)選取

（一）模型設(shè)定

本文以出口(Ex)為因變量，外商直接投資（FDI）為自變量，為消除異方差性，模型對變量進行對數(shù)變化，利用 EViews6.0軟件進行面板數(shù)據(jù)回歸與檢驗。Panel Data模型一般包含有3種：混合模型、固體效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。本文對三種情況檢驗，以選擇較適合的模型對我國及東部、中部及西部三個截面數(shù)據(jù)中 FDI對出口貿(mào)易影響進行分析。FDI對出口貿(mào)易的影響可建立如下面板數(shù)據(jù)模型：

模型中LnExi,t為出口額的對數(shù)，LnFDIi,t為FDI的對數(shù)，μi,t為隨機擾動項，表示各截面單元在不同時期所受到的擾動，i代表指定橫截面中不同截面單元，分別代表除西藏外的30個省市，如i=BJ，TJ，…，XJ，t表示樣本年度，t=2001，…，2009。所設(shè)模型適用全國、東中西三地區(qū)四個面板數(shù)據(jù)分析。

（二）數(shù)據(jù)說明

按《中國統(tǒng)計年鑒》劃分標準將全國30個省市劃分東、中、西三區(qū)域。東部包括北京、天津等 11省市；中部包括黑龍江、吉林等 8省份；西部包括重慶、四川等11省市。BJ代表北京，TJ代表天津。數(shù)據(jù)由2002至2010年《中國商務(wù)年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》整理。FDI為各地區(qū)實際利用外資額；Ex選取各地區(qū)按經(jīng)營單位所在地分貨物的出口額；P表示居民消費價格指數(shù)，以2001年為基期調(diào)整后的定比值。含價格因素變量FDI和Ex按2001年不變價格調(diào)整，剔除價格因素后分別為FDIP和Exp。

二、實證分析

（一）估計、選擇面板模型

1.全國整體情況分析

為選擇正確的估計模型，對三種模型進行檢驗。

用混合模型進行估計，列出相應(yīng)表達式：

個體固定效應(yīng)模型得到的回歸結(jié)果相應(yīng)表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D30定義是：若屬于第i個個體，則Di=1；若為其他，則Di=0。

我國FDI對出口額的影響，通過F統(tǒng)計量檢驗進行選擇，建立混合回歸或個體固定效應(yīng)模型。原假設(shè)為 H0：αi=α,模型中不同個體截距相同（即真實模型為混合回歸模型）。備擇假設(shè) H1：αi≠α，模型中不同個體截距項αi不同（即真實模型為個體固定效應(yīng)模型）。用Eviews軟件檢驗結(jié)果如表1所示：

表1 混合回歸模型與個體固定效應(yīng)模型選擇檢驗結(jié)果

從表1可看出，原假設(shè)H0：αi=α,即模型中不同個體截距相同成立的概率為0.0000，概率極小，因此推翻原假設(shè)，拒絕建立混合回歸模型，應(yīng)建立個體固定效應(yīng)模型。接下來對模型在個體固定和隨機效應(yīng)模型間選擇。利用已有數(shù)據(jù)對模型進行個體隨機效應(yīng)回歸，所得結(jié)果相應(yīng)表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D30定義同上。采用Hausman檢驗選擇個體固定效應(yīng)模型或個體隨機效應(yīng)模型。原假設(shè)H0：個體效應(yīng)與回歸變量FDIi,t無關(guān)（即個體隨機效應(yīng)回歸模型）；備擇假設(shè)H1：個體效應(yīng)與回歸變量FDIi,t相關(guān)（即個體固定效應(yīng)回歸模型）。利用Eviews檢驗，得到檢驗結(jié)果如表2所示：

表2 Hausman 檢驗結(jié)果

由檢驗結(jié)果上半部分得知，Hausman統(tǒng)計量值為4.86，相對應(yīng)概率Prob.值0.0275，Hausman統(tǒng)計量對應(yīng)p值大于0.05（為0.0003），接受原假設(shè)，建立個體隨機效應(yīng)模型。檢驗結(jié)果下半部分是Hausman檢驗中間結(jié)果比較。個體固定效應(yīng)模型對參數(shù)估計值為0.634812，隨機效應(yīng)模型對參數(shù)估計值為0.665084，兩參數(shù)估計量分布方差的差為0.000188。經(jīng)檢驗，2001年至2009年我國30個省市FDI與出口額之間關(guān)系分析應(yīng)建立個體隨機效應(yīng)模型，具體回歸表達式如下：

2.東、中、西三個地區(qū)情況的分析

與全國整體分析類似，用個體固定效應(yīng)和混合回歸檢驗及Hausman對回歸結(jié)果進行檢驗，結(jié)論為：東、西部地區(qū)建立個體隨機效應(yīng)模型，中部地區(qū)建立個體固定效應(yīng)模型。

東部地區(qū)分析結(jié)果所得表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D11定義同上。

表3是中部Hausman檢驗結(jié)果，經(jīng)檢驗分析，中部FDI對出口影響建立相應(yīng)合理模型。

表3 中部地區(qū)的FDI對出口效應(yīng)影響的Hausman 檢驗結(jié)果

由表3上半部分可看出，Hausman統(tǒng)計量值為13.80，相應(yīng)概率Prob.值是0.0002，因為Hausman統(tǒng)計量對應(yīng)p值小于0.05（為0.0003），拒絕原假設(shè)，建立個體固定效應(yīng)模型。檢驗結(jié)果下半部分個體固定效應(yīng)模型對參數(shù)估計值為0.650738，隨機效應(yīng)模型對參數(shù)估計值為0.543100，兩個參數(shù)估計量分布方差的差為0.000840。中部2001-2009年FDI與EX關(guān)系建立個體固定效應(yīng)模型，回歸表達式如下：

其中虛擬變量D1，D2，…，D8的定義同上。

西部地區(qū)的回歸結(jié)果的表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D11的定義同上。

表4對全國、東、中、西四個地區(qū)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果進行歸總，得到參數(shù)的估計值，顯著性水平P值。

表4 四個截面數(shù)據(jù)相應(yīng)模型的估計結(jié)果

（二）回歸結(jié)果分析

FDI對EX影響程度通過回歸模型中相應(yīng)系數(shù)反映，回歸系數(shù)顯著大于零表明 FDI對出口影響正效應(yīng)，有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)；回歸系數(shù)值顯著小于零則FDI對出口呈負影響，有替代效應(yīng)。從上述回歸可知，F(xiàn)DI對我國30個省市對外貿(mào)易存在顯著創(chuàng)造效應(yīng)，表達式（3）可知，F(xiàn)DI增加一個百分點，EX增加0.67個百分點。全國情況看，F(xiàn)DI對出口影響的隨機效應(yīng)系數(shù)最高是廣東、新疆、上海，分別為 1.83、1.53和 1.25；系數(shù)最小是青海、內(nèi)蒙古、江西和海南，四省 FDI對出口貿(mào)易影響呈極高負效應(yīng)。東中西三地回歸顯示：地區(qū)發(fā)展中 FDI對出口影響呈顯著不平衡性。東部每增加一個百分點FDI，帶來1.1個百分點出口增長；中部FDI對EX創(chuàng)造效應(yīng)為0.65百分點；西部創(chuàng)造出口增長0.52個百分點。從各地區(qū)FDI對進出口影響數(shù)據(jù)看，有明顯地區(qū)差異。整體FDI對EX影響從東至西逐漸減弱。但新疆FDI對出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)顯著，可能與改革開放后新疆與俄羅斯及中亞貿(mào)易加強有關(guān)。

（三）結(jié)論

我國30個省市FDI對出口貿(mào)易存在顯著創(chuàng)造效應(yīng)和隨機效應(yīng)。東部FDI對EX創(chuàng)造效應(yīng)明顯大于中西部地區(qū)，F(xiàn)DI對我國出口貿(mào)易效應(yīng)在東部地區(qū)尤為明顯。由 FDI對中西部出口創(chuàng)造效應(yīng)較低看，表面FDI投入與地理位置、經(jīng)濟水平等有關(guān)。具有經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿蛢?yōu)越運輸條件的地區(qū)更能吸引FDI。

三、建議

首先，完善基礎(chǔ)設(shè)施，為FDI提供良好硬環(huán)境。加大對中西部地區(qū)財政扶持，形成公路、鐵路、航空互為補充的立體交通網(wǎng)絡(luò)。其次，改善投資軟環(huán)境，增加FDI積極性。制定優(yōu)惠政策，為FDI創(chuàng)造良好政策基礎(chǔ)，構(gòu)建和諧文明投資軟環(huán)境，提高部門辦事效率，增加外商投資熱情。再次，充分發(fā)揮中西部地區(qū)資源優(yōu)勢。結(jié)合西部地區(qū)各省經(jīng)濟特征和產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向，圍繞石油、天然氣、綠色食品和高技術(shù)、糧食、特色林果業(yè)和畜牧等基地建設(shè), 面向全球開展招商活動，重點引進具有技術(shù)優(yōu)勢的大企業(yè)，提高產(chǎn)品附加值和提升市場競爭力。

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