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(shí)我國的對(duì)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(duì)我國主要貿(mào)易伙伴與我國進(jìn)出口額及上兩年年FDI進(jìn)行回歸分析，得出外商直接投資額對(duì)我國與主要貿(mào)易伙伴的進(jìn)出口額有替代效應(yīng)，從而為相應(yīng)的政策制定提供幫助與借鑒。

關(guān)鍵詞：進(jìn)出口額；FDI；替代效應(yīng)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

我國對(duì)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(jìn)口總額尤其變化顯著， 2013年我國進(jìn)出口額達(dá)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(jìn)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(shí)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(huì)出現(xiàn)波動(dòng)，例如1997年東南亞爆發(fā)了震驚世界的金融危機(jī)，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(fù)增長。2008年美國次貸金融危機(jī)爆發(fā)，導(dǎo)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(shí)際外國直接投資額比1990年數(shù)值增長了32倍左右。同時(shí)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(jìn)出口與FDI增長情況

由圖1可知，在這段時(shí)間我國進(jìn)出口額與FDI都取得了很快增長，并且進(jìn)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(jì)量模型進(jìn)一步檢驗(yàn)。

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(diǎn)。首先，蒙代爾于1957年提出貿(mào)易與投資的替代模型，在假設(shè)條件下，如要素的自由流動(dòng)，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(duì)另一國的投資可以使自己的生產(chǎn)可能性邊界變小，擴(kuò)大被投資國的生產(chǎn)可能性邊界，從而對(duì)貿(mào)易的完全替代。分析認(rèn)為，該模型的假設(shè)條件過于理想，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中很難達(dá)到，但對(duì)我們以后的理論研究有借鑒意義。其次，小島清基于對(duì)日本跨國企業(yè)對(duì)外投資實(shí)際情況的研究，提出適合發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間的貿(mào)易與投資的互補(bǔ)模型，指出對(duì)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(shè)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(jìn)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(jìn)行的直接投資將會(huì)促進(jìn)商品貿(mào)易，這屬于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移范疇，技術(shù)先進(jìn)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(jìn)本國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，即日本在亞洲構(gòu)建的雁陣模型。

二、統(tǒng)計(jì)分析與模型估計(jì)

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(shí)間序列分析中多重共線性的不足，比單個(gè)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型具有更高的維度。時(shí)間跨度方面選擇1994- 2011 年，截面數(shù)據(jù)選擇對(duì)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(tái)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(duì)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(huì)有一個(gè)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?yàn)榻?jīng)濟(jì)系統(tǒng)存在慣性定律，進(jìn)出口額會(huì)保持一種相應(yīng)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(jìn)口額也會(huì)影響本期的出口額和進(jìn)口額。此外，F(xiàn)DI 流入量的增加引起進(jìn)出口增長的效應(yīng)不會(huì)立即顯現(xiàn)，這是由于跨國企業(yè)攜帶資本進(jìn)入東道國之后，進(jìn)行兩種選擇。一種是建造新的廠房，需要構(gòu)建新的設(shè)備和員工；一種是并購當(dāng)?shù)仄髽I(yè)，需要改造現(xiàn)有設(shè)備和培訓(xùn)員工以符合新的生產(chǎn)目標(biāo)。這都是一個(gè)循序漸進(jìn)的過程，當(dāng)期的投資并不會(huì)在當(dāng)?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(dāng)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(duì)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(shí)期我國對(duì)i 國的出口額的對(duì)數(shù)值，同理lnIMit是t時(shí)期我國從i 國的進(jìn)口額的對(duì)數(shù)值。上述變量的數(shù)據(jù)來源，1994年- 2011年的進(jìn)口、出口、FDI 值來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，所有數(shù)據(jù)均以萬美元為單位。

2.模型的估計(jì)

使用ADF法檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，其結(jié)果如下：

EX 單位根檢驗(yàn)

以上數(shù)據(jù)顯示，我國1994年-2011年進(jìn)出口值和FDI 值單位根檢驗(yàn)P值大于0.05，是非平穩(wěn)的，但對(duì)它們進(jìn)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(dú)立的兩個(gè)非平穩(wěn)變量序列，利用最小二乘估計(jì)回歸模型并進(jìn)行通常的t檢驗(yàn)，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(yàn)來判斷回歸估計(jì)的真實(shí)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(shí)際統(tǒng)計(jì)分析中會(huì)顯現(xiàn)不同的擬合結(jié)果，孰優(yōu)孰劣要通過選擇統(tǒng)計(jì)量來判斷。本文選擇模型回歸后的殘差平方和計(jì)算F 統(tǒng)計(jì)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(duì)比也用協(xié)方差統(tǒng)計(jì)量來判斷。F 統(tǒng)計(jì)量計(jì)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(shí)期數(shù)，k為自變量數(shù)。根據(jù)F 統(tǒng)計(jì)量與臨界值大小來相應(yīng)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(jìn)行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協(xié)方差矩陣，對(duì)模型進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。

3.統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

對(duì)美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺(tái)灣、新加坡按式（5）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下（括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值）：

表2 FDI對(duì)出口效應(yīng)的回歸結(jié)果

三個(gè)模型的D-W值都很好，證明不存在嚴(yán)重的虛假回歸，協(xié)方差檢驗(yàn)中F 2統(tǒng)計(jì)值大于臨界值排除固定截距模型，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)值小于臨界值，說明應(yīng)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(yàn)不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計(jì)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(duì)日本出口的個(gè)體固定效應(yīng)為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺(tái)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(duì)上述國家按式（6）進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

表3 FDI對(duì)進(jìn)口效應(yīng)的回歸結(jié)果

從表3中可以看出，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)證明應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)的變截距模型，且D-W值優(yōu)良，通過了D-W檢驗(yàn)。我國從日本進(jìn)口的個(gè)體固定效應(yīng)為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺(tái)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(duì)我國與上述經(jīng)濟(jì)體的進(jìn)出口有一定替代效應(yīng)，AFDI值如果年均增長1%，進(jìn)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(bǔ)，外商直接投資進(jìn)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(zhǔn)入壁壘和關(guān)稅壁壘，在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)產(chǎn)品進(jìn)而占領(lǐng)消費(fèi)市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對(duì)我國與上述八個(gè)國家或地區(qū)的進(jìn)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(jìn)作用。這與我國產(chǎn)業(yè)鏈處于低端，與發(fā)達(dá)國家和地區(qū)等處于產(chǎn)業(yè)鏈頂端的客觀事實(shí)相符，驗(yàn)證了投資與貿(mào)易的互補(bǔ)模型。

（3）表2、表3中AR（1）項(xiàng)表示我國與上述八個(gè)國家或地區(qū)的進(jìn)出口均有非常顯著的正相關(guān)效應(yīng)，上一期的進(jìn)出口額增長1%會(huì)帶來當(dāng)期出口0.93%增長，當(dāng)期進(jìn)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(jì)系統(tǒng)中的慣性定律。

（4）對(duì)出口和進(jìn)口的回歸結(jié)果進(jìn)行橫向?qū)Ρ龋梢钥闯?，我國進(jìn)口增長受累積FDI 影響強(qiáng)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(dāng)?shù)貥?gòu)造完整的生產(chǎn)鏈，加強(qiáng)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(dá)，對(duì)外經(jīng)濟(jì)依賴度高的現(xiàn)實(shí)。

參考文獻(xiàn)：

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[6]李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.

[7]王中昭.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)及例題分析[M].南寧：廣西科學(xué)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(xué)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(xué)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(shí)期數(shù)，k為自變量數(shù)。根據(jù)F 統(tǒng)計(jì)量與臨界值大小來相應(yīng)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(jìn)行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協(xié)方差矩陣，對(duì)模型進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。

3.統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

對(duì)美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺(tái)灣、新加坡按式（5）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下（括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值）：

表2 FDI對(duì)出口效應(yīng)的回歸結(jié)果

三個(gè)模型的D-W值都很好，證明不存在嚴(yán)重的虛假回歸，協(xié)方差檢驗(yàn)中F 2統(tǒng)計(jì)值大于臨界值排除固定截距模型，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)值小于臨界值，說明應(yīng)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(yàn)不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計(jì)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(duì)日本出口的個(gè)體固定效應(yīng)為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺(tái)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(duì)上述國家按式（6）進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

表3 FDI對(duì)進(jìn)口效應(yīng)的回歸結(jié)果

從表3中可以看出，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)證明應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)的變截距模型，且D-W值優(yōu)良，通過了D-W檢驗(yàn)。我國從日本進(jìn)口的個(gè)體固定效應(yīng)為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺(tái)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(duì)我國與上述經(jīng)濟(jì)體的進(jìn)出口有一定替代效應(yīng)，AFDI值如果年均增長1%，進(jìn)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(bǔ)，外商直接投資進(jìn)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(zhǔn)入壁壘和關(guān)稅壁壘，在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)產(chǎn)品進(jìn)而占領(lǐng)消費(fèi)市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對(duì)我國與上述八個(gè)國家或地區(qū)的進(jìn)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(jìn)作用。這與我國產(chǎn)業(yè)鏈處于低端，與發(fā)達(dá)國家和地區(qū)等處于產(chǎn)業(yè)鏈頂端的客觀事實(shí)相符，驗(yàn)證了投資與貿(mào)易的互補(bǔ)模型。

（3）表2、表3中AR（1）項(xiàng)表示我國與上述八個(gè)國家或地區(qū)的進(jìn)出口均有非常顯著的正相關(guān)效應(yīng)，上一期的進(jìn)出口額增長1%會(huì)帶來當(dāng)期出口0.93%增長，當(dāng)期進(jìn)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(jì)系統(tǒng)中的慣性定律。

（4）對(duì)出口和進(jìn)口的回歸結(jié)果進(jìn)行橫向?qū)Ρ?，可以看出，我國進(jìn)口增長受累積FDI 影響強(qiáng)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(dāng)?shù)貥?gòu)造完整的生產(chǎn)鏈，加強(qiáng)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(dá)，對(duì)外經(jīng)濟(jì)依賴度高的現(xiàn)實(shí)。

參考文獻(xiàn)：

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作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學(xué)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(xué)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(shí)期數(shù)，k為自變量數(shù)。根據(jù)F 統(tǒng)計(jì)量與臨界值大小來相應(yīng)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(jìn)行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協(xié)方差矩陣，對(duì)模型進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)。

3.統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

對(duì)美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺(tái)灣、新加坡按式（5）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下（括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值）：

表2 FDI對(duì)出口效應(yīng)的回歸結(jié)果

三個(gè)模型的D-W值都很好，證明不存在嚴(yán)重的虛假回歸，協(xié)方差檢驗(yàn)中F 2統(tǒng)計(jì)值大于臨界值排除固定截距模型，F(xiàn)1統(tǒng)計(jì)值小于臨界值，說明應(yīng)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(yàn)不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計(jì)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(duì)日本出口的個(gè)體固定效應(yīng)為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺(tái)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(duì)上述國家按式（6）進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

表3 FDI對(duì)進(jìn)口效應(yīng)的回歸結(jié)果

從表3中可以看出，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)證明應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)的變截距模型，且D-W值優(yōu)良，通過了D-W檢驗(yàn)。我國從日本進(jìn)口的個(gè)體固定效應(yīng)為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺(tái)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(duì)我國與上述經(jīng)濟(jì)體的進(jìn)出口有一定替代效應(yīng)，AFDI值如果年均增長1%，進(jìn)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(bǔ)，外商直接投資進(jìn)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(zhǔn)入壁壘和關(guān)稅壁壘，在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)產(chǎn)品進(jìn)而占領(lǐng)消費(fèi)市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對(duì)我國與上述八個(gè)國家或地區(qū)的進(jìn)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(jìn)作用。這與我國產(chǎn)業(yè)鏈處于低端，與發(fā)達(dá)國家和地區(qū)等處于產(chǎn)業(yè)鏈頂端的客觀事實(shí)相符，驗(yàn)證了投資與貿(mào)易的互補(bǔ)模型。

（3）表2、表3中AR（1）項(xiàng)表示我國與上述八個(gè)國家或地區(qū)的進(jìn)出口均有非常顯著的正相關(guān)效應(yīng)，上一期的進(jìn)出口額增長1%會(huì)帶來當(dāng)期出口0.93%增長，當(dāng)期進(jìn)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(jì)系統(tǒng)中的慣性定律。

（4）對(duì)出口和進(jìn)口的回歸結(jié)果進(jìn)行橫向?qū)Ρ?，可以看出，我國進(jìn)口增長受累積FDI 影響強(qiáng)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(dāng)?shù)貥?gòu)造完整的生產(chǎn)鏈，加強(qiáng)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(dá)，對(duì)外經(jīng)濟(jì)依賴度高的現(xiàn)實(shí)。

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作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學(xué)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(xué)研究生，主要從事國際貿(mào)易研究endprint