馬欣

（安徽大學　經(jīng)濟學院，安徽　合肥　230601）

我國對外直接投資對出口貿(mào)易結(jié)構的影響
——基于1997-2014年數(shù)據(jù)的實證分析

馬欣

（安徽大學經(jīng)濟學院，安徽合肥230601）

本文運用我國1997-2014年的時間序列數(shù)據(jù)回歸分析我國對外直接投資對出口貿(mào)易結(jié)構的影響.分析表明，外商對我國的直接投資抑制出口貿(mào)易結(jié)構的改善，而我國對外直接投資則有利于出口貿(mào)易結(jié)構的改善，但其促進作用小于產(chǎn)業(yè)結(jié)構的促進作用.最后提出我國要鼓勵企業(yè)走出去，提高出口商品科技含量的建議.

對外直接投資；出口貿(mào)易結(jié)構；線性回歸

自金融危機爆發(fā)以來，全球經(jīng)濟陷入低迷，貨物貿(mào)易持續(xù)在低位徘徊，我國商品出口受到越來越大的外部壓力，貿(mào)易形勢日益嚴峻，并且現(xiàn)階段我國仍處于三期疊加時期，尚未完成產(chǎn)業(yè)結(jié)構的優(yōu)化升級，出口商品的技術含量及創(chuàng)新水平不夠高.與此同時，我國對外直接投資的規(guī)模在不斷擴大，自2003年以來，我國對外直接投資規(guī)模連續(xù)增長，2014年對外直接投資凈額為1231.1986億美元達到歷史新高，商務部新聞發(fā)言人沈丹陽在2016年2月17日的發(fā)布會上表示，目前我國對外投資流量已位居世界第3位，存量位居世界第8位.我國對外直接投資是在出口市場面臨較大壓力的情況下逐步擴大起來的.本文實證分析對外直接投資對我國出口貿(mào)易結(jié)構的影響，希望為我國貿(mào)易結(jié)構的改善提供一定的參考.

1　文獻綜述

Mundell（1957）認為國際直接投資和國際貿(mào)易是完全替代的關系［1］.日本學者Kiyoshi Kojima（1978）提出國際直接投資和國際貿(mào)易兩者相互促進.Helmberger和Schmitz（1970）指出，國際商品貿(mào)易和資本流動之間究竟是互補還是替代關系是一個實證問題而非理論問題［2］.韓國學者June-Dong Kim（1997）運用了韓國OFDI與行業(yè)的出口數(shù)據(jù)，分析OFDI對出口的影響，實證結(jié)果表明韓國OFDI積極顯著的改善外貿(mào)結(jié)構，但具體到每個行業(yè)，情況卻有所不同［3］.

在國際直接投資與國際貿(mào)易關系的研究上，我國學者張如慶（2005）運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗的方法，分析我國OFDI與進出口之間的關系，結(jié)果表明我國OFDI對貿(mào)易的作用不明顯［4］.項本武（2006）采用引力模型，實證研究我國OFDI對出口規(guī)模的影響，結(jié)果顯示，我國OFDI促進了出口貿(mào)易規(guī)模的擴大［5］.馮彩、蔡則祥（2012）回歸分析了我國對外直接投資對母國經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，除西部地區(qū)外，其他地區(qū)的對外直接投資對經(jīng)濟增長均有長遠的促進作用［6］.陳愉瑜（2012）利用2006-2010年的面板數(shù)據(jù)分析對外直接投資對進口貿(mào)易結(jié)構的影響，研究證實對外直接投資顯著影響七大行業(yè)的進口貿(mào)易結(jié)構［7］.王英、周蕾（2013）發(fā)現(xiàn)我國對外直接投資顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構的升級［8］.

綜上可知，國內(nèi)外專家學者對對外直接投資的研究大多集中于對外直接投資對母國的經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構、貿(mào)易規(guī)模大小的影響，缺乏對對外直接投資對貿(mào)易結(jié)構影響的研究，故本文分析我國對外直接投資對出口貿(mào)易結(jié)構的影響，以便為貿(mào)易結(jié)構的改善提供一定的參考.

2　實證分析

2.1變量選擇與數(shù)據(jù)來源

2.1.1變量選擇

本文的被解釋變量出口貿(mào)易結(jié)構設定為工業(yè)制成品出口額占總出口額的比重，用Y表示.解釋變量選取我國的對外直接投資凈額（用OFDI表示）、實際利用外商直接投資金融（用FDI表示）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構（用IS表示）.產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化的特征是第三產(chǎn)業(yè)的比重逐步增大，第一產(chǎn)業(yè)所占比重逐漸減小，因此，在構造測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化升級的指標時，給第一產(chǎn)業(yè)賦予最小的權重，給第三產(chǎn)業(yè)賦予最大的權重，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化的指標為:

其中，CSi為第i產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例.

2.1.2數(shù)據(jù)來源

本文所有變量全部選取1997-2014年的數(shù)據(jù)，其中，我國的對外直接投資凈額數(shù)據(jù)來自中國對外直接投資統(tǒng)計公報，實際利用外商直接投資金融及產(chǎn)業(yè)結(jié)構的相關數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局.

筆者不憚篇幅，引用其說，意在彰明石濤論中國畫創(chuàng)作整體性的“曲折”邏輯:筆墨→氤氳→混沌→一畫(實為筆墨)→自我→筆墨→胎一(即混沌)→氤氳→筆墨，由此進入到創(chuàng)造的循環(huán)之中。此段批評，實際上是論說了筆墨與氤氳、筆墨與自我、筆墨與混沌三種關系，但石濤并未以今天常見的批評方式，分而論之，而是以線性回文的三個回環(huán)，來曲折言說。于此，正鮮活現(xiàn)出積淀在中國藝術家、批評家心靈與思維深處的“曲折感”。

2.2OFDI對我國貿(mào)易結(jié)構影響的實證分析

本文將涉及的變量全部取對數(shù)以消除時間序列會產(chǎn)生的異方差.本文構建的模型為:

其中，μt為隨機干擾項.

2.2.1單位根檢驗

在研究變量之間的長期關系時，若數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的會造成“偽回歸”.故先采用ADF單位根檢驗，運用Eviews7.2，得到檢驗結(jié)果如下表:

表1　平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

由表1可知，所有變量的原數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后數(shù)據(jù)是同階單整的，即平穩(wěn)的.

2.2.2協(xié)整檢驗

表2　協(xié)整檢驗結(jié)果

由上表可知:在5%的顯著水平下，Y、OFDI、FDI、IS之間是存在協(xié)整關系的.

2.2.3多元線性回歸結(jié)果分析

通過以上兩步檢驗說明可進行回歸分析，運用得出:

通過可決系數(shù)R2和調(diào)整的可決系數(shù)R2值，說明數(shù)據(jù)的擬合程度較好，方程F值較高，說明方程所表示的線性關系是顯著的.有t檢驗值可知，在5%的顯著水平下，系數(shù)都通過了t檢驗.

由實證結(jié)果可知，外商對我國的直接投資對出口貿(mào)易結(jié)構的改善具有負作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構對出口貿(mào)易結(jié)構的改善具有顯著地促進作用，我國對外直接投資對制造業(yè)的出口貿(mào)易結(jié)構的改善具有促進作，但是由于多年來我國對外直接投資的總規(guī)模不大，所以其促進作用明顯小于產(chǎn)業(yè)結(jié)構對出口貿(mào)易結(jié)構的促進作用.

3　結(jié)論與建議

本文的實證分析表明:從目前來看，雖然對外直接投資對出口貿(mào)易結(jié)構的促進作用較弱但還是起著推進作用的，有利于我國出口商品技術含量的提高.故本文提出以下建議:首先，我國必須堅定不移的走“走出去”戰(zhàn)略，將“走出去”戰(zhàn)略貫徹在我國經(jīng)濟發(fā)展的多方面；其次，外資的流入并未優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構，政府需要通過政策措施調(diào)整外資的流入規(guī)模與方向，進一步促進貿(mào)易結(jié)構優(yōu)化；第三，積極鼓勵企業(yè)走出去，為企業(yè)的海外發(fā)展提供專業(yè)指導及優(yōu)惠政策，積極推動企業(yè)到海外建設生產(chǎn)、銷售基地，擴大其海外影響力；最后，提高企業(yè)走出去過程中商品科技含量、創(chuàng)新含量，并引導企業(yè)學習利用外國先進的技術改進自己的產(chǎn)品以進一步改善我國的貿(mào)易結(jié)構，形成良性互動.

〔1〕Mundell Robert.International Trade and Factor Mobility ［J］.American Economic Review，1957，47（7）.

〔2〕Schmitz，Andrew&Helmberger，Peter.FactorMobilityand InternationalTrade：TheCaseofComplementarity，American Economic Review，1970，60（4）：761-767.

〔3〕June-Dong Kim and In-Soo Kang.Outward FDI and Exports：The Case of South Korea and Japan［J］.Journal of Asian Economics，1997，8（1）：38-42.

〔4〕張如慶.中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關系分析［J］.世界經(jīng)濟研究，2005（3）：25-29.

〔5〕項本武.對外直接投資的貿(mào)易效應研究——基于中國經(jīng)驗的實證分析［J］.中南財經(jīng)政法大學學報，2006（3）：10-16.

〔6〕馮彩，蔡則祥.對外直接投資的母國經(jīng)濟增長效應——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的考察［J］.經(jīng)濟經(jīng)緯，2012（6）：46-51.

〔7〕陳愉愉.中國對外直接投資的貿(mào)易結(jié)構效應［J］.統(tǒng)計研究，2012，29（9）：44-50.

〔8〕王英，周蕾.我國對外直接投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級效應［J］.中國地質(zhì)大學報（社會科學版），2013，13（6）：119-124.

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1673-260X（2016）07-0088-02

2016-03-27