■ 孫 潔（徐州工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院 江蘇徐州 221000）

改革開放以來，我國吸收和利用外商直接投資已達(dá)到較大規(guī)模。我國外資外貿(mào)政策的不斷調(diào)整與對外開放政策的不斷深化，促使我國的外貿(mào)經(jīng)濟(jì)和外商投資都得到大幅的提高。因此本文試圖分析外商直接投資與我國外貿(mào)經(jīng)濟(jì)的的相關(guān)關(guān)系，剖析我國對外貿(mào)易能力和貿(mào)易結(jié)構(gòu)，完善引進(jìn)外商直接投資方式推動我國出口貿(mào)易的發(fā)展。

我國外商直接投資現(xiàn)狀分析

（一）外商直接投資發(fā)展現(xiàn)狀

我國外商直接投資發(fā)展速度飛快，自改革開放以來FDI已突破萬億美元。我國于1978年開始吸收外商直接投資，1992年，鄧小平南巡之后我國建立了社會主義市場經(jīng)濟(jì)和經(jīng)濟(jì)特區(qū)，加快了吸引外資的步伐。2001入世之后，我國再一次加大了與世界的融合程度。最新數(shù)據(jù)顯示，2013年這一數(shù)額1175.86億美元。從規(guī)模上來看，我國外商直接投資額在數(shù)量上呈快速增長。具體如圖1所示。

（二）我國進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀

就我國進(jìn)出口貿(mào)易的規(guī)模方面而言，自改革開放以來，我國在進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模方面得到了快速發(fā)展。從貿(mào)易狀態(tài)可看出，1995年以來，我國一直處于貿(mào)易順差，隨著改革開放腳步的放大，貿(mào)易順差也越來越明顯。因此從數(shù)據(jù)上可以看出，我國的進(jìn)出口貿(mào)易自改革開放以來，特別是進(jìn)入新世紀(jì)后，對外貿(mào)易得到了質(zhì)的飛躍（見圖2）。

就我國吸收利用外商直接投資來源地方面，據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，亞洲國家和地區(qū)在我國FDI中一直占據(jù)突出地位，其中香港對內(nèi)地直接投資一直占據(jù)主要地位，新加坡和韓國對我國直接投資勢頭強(qiáng)勁，其次美國對我國直接投資占比直線下降，從2000年的13.73%下降到2012年的2.75%。

外商直接投資對我國對外貿(mào)易影響實證分析

（一）外商直接投資對我國進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響

為了進(jìn)一步分析外商直接投資對我國進(jìn)出口貿(mào)易總額的影響，本文引用一般回歸模型方法對二者之間關(guān)系進(jìn)行量化分析。為了更直觀分析二者的具體相關(guān)聯(lián)系度，本文利用SPSS軟件分別對實際使用外商直接投資對出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易情況進(jìn)行模型回歸。原始數(shù)據(jù)及模型檢驗如表1、表2所示。

結(jié)果如下：

表2中的R2檢驗值均接近于1。其次從F檢驗統(tǒng)計量和對應(yīng)的sig可以看出，兩個模型對應(yīng)的F檢驗的概率值為0<0.05，因此本文可以認(rèn)為此模型結(jié)果較顯著。

從表3系數(shù)和對應(yīng)的sig結(jié)果可以看出，系數(shù)回歸效果顯著，因此利用結(jié)果可以得出外商直接投資和我國進(jìn)出口貿(mào)易額之間的回歸模型：

出口貿(mào)易額=25.24*實際使用外商直接投資-8649.21

進(jìn)口貿(mào)易額=21.94*實際使用外商直接投資-7579.98

從回歸模型系數(shù)結(jié)果可看出，在出口貿(mào)易方面，外商直接投資每增加1美元，我國的出口貿(mào)易額就會增加25.24美元；在進(jìn)口貿(mào)易方面，外商直接投資每增加1美元，我國的進(jìn)口貿(mào)易額就會增加21.94美元。因此從系數(shù)結(jié)果來看，外商直接投資不僅促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易額度的增加，也促進(jìn)了我國對外貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大和整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

（二）外商直接投資對我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響

外商直接投資對我國初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品商品結(jié)構(gòu)的影響。按照聯(lián)合國（國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)）分類，出口商品可劃分為初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品兩大類。根據(jù)統(tǒng)計年鑒整理數(shù)據(jù)如表4所示。同樣利用回歸模型，經(jīng)模型驗證判斷后得到結(jié)果如表5所示。從系數(shù)回歸結(jié)果可看出，外商直接投資對我國初級制成品進(jìn)出口和工業(yè)制成品進(jìn)出口的系數(shù)回歸顯著。因此構(gòu)建兩個回歸模型如下：

表1 原始數(shù)據(jù)（單位：億美元）

表2 模型檢驗

表3 外商直接投資的進(jìn)出口貿(mào)易效應(yīng)系數(shù)結(jié)果

圖1 1982-2013年我國外商直接投資額（單位：億美元）

圖2 2000-2013年我國進(jìn)出口額及其占比（單位：萬美元）

圖3 2005-2013年農(nóng)林牧漁實際利用外商直接投資比例

表4 我國外商直接投資和進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)情況（單位：億美元）

表5 外商直接投資對我國出口商品結(jié)構(gòu)影響系數(shù)

初級制成品貿(mào)易額＝8.89×實際使用外商直接投資額-3424.65

加工制成品出口額＝38.28×實際使用外商直接投資額-12805.54

從這一回歸結(jié)果來看，每當(dāng)FDI增加1美元，我國初級制成品貿(mào)易額和工業(yè)制成品就會分別增加8.89美元、38.28美元。就其貢獻(xiàn)率來說，外商直接投資額對我國加工制成品的發(fā)展貢獻(xiàn)約是初級制成品貿(mào)易經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的4倍之多。

（三）FDI對我國商品結(jié)構(gòu)的影響

同樣地，利用統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可以看出外商直接投資對三大產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)分析。本文認(rèn)為在第一產(chǎn)業(yè)方面（見圖3），外商直接投資對農(nóng)林牧漁產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)程度相對較小。主要是因為我國仍然是農(nóng)業(yè)大國，基于政治和經(jīng)濟(jì)的考慮，農(nóng)業(yè)利用外商直接投資比例較小。其次，隨著我國農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展，國家自身的農(nóng)業(yè)化生產(chǎn)完全能滿足農(nóng)業(yè)糧食類的生產(chǎn)和農(nóng)產(chǎn)品加工的發(fā)展，因此第一產(chǎn)業(yè)利用外商直接投資的系數(shù)較小。

而相比第一產(chǎn)業(yè)，第二、三產(chǎn)業(yè)特別是第二產(chǎn)業(yè)對外商直接投資的利用更為充分，2012年，我國第二、第三產(chǎn)業(yè)利用外資額比重分別為75%、23%左右；我國在第一、二、三產(chǎn)業(yè)中實際利用FDI 占該年利用外資總規(guī)模的比重分別高達(dá)1.29∶56.66∶41.72。

由以上數(shù)據(jù)可以看出：外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對中國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的總體影響是伴隨著外商直接投資由第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，我國出口商品構(gòu)成也迅速向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。但是，這也在一定程度上造成了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非均衡，長期來看，會制約我國出口貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展。

結(jié)論

本文主要研究外商直接投資對我國外貿(mào)經(jīng)濟(jì)的影響，全文以外商直接投資情況為切入點，結(jié)合進(jìn)出口貿(mào)易行為構(gòu)建實證研究，得出結(jié)論主要如下：首先，外商直接投資對我國的對外貿(mào)易經(jīng)濟(jì)有著重大的積極作用；其次，就其貢獻(xiàn)率來說，外商直接投資額對我國加工制成品的發(fā)展貢獻(xiàn)約是初級制成品貿(mào)易經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)的4倍之多；再次，外商直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的總體影響是伴隨著外商直接投資由第一、二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，我國出口商品構(gòu)成也迅速向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。因此我國在進(jìn)一步加大引資力度的同時還應(yīng)加強(qiáng)對外資的引導(dǎo)，使外商直接投資對我國的進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)揮更大的推動和促進(jìn)作用。

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