內流ＦＤＩ對山東省出口規模及結構的影響

[摘要] 改革開放以來山東省對外貿易迅速發展，貿易規模總量增長顯著。與此同時伴隨著FDI的大量流入。本文根據山東歷年數據運用平穩性檢驗、協整檢驗、格蘭杰檢驗和建立回歸模型，研究FDI與山東省出口規模之間的因果關系，及內流FDI對山東省出口商品結構優化的影響，得出結論:內流FDI促進了山東省出口總規模的增加，同時優化了出口商品結構，增加了制造業產品的出口，減少了初級產品出口額。最后，總結了問題及提出了相關的建議。

[關鍵詞] 內流FDI 出口規模 出口商品結構 制造業產品出口比重 協整 回歸模型

一、研究現狀

1.國外研究

國際直接投資的歷史可追溯到19世紀上半葉，但關于國際直接投資對貿易的影響的研究則真正始于蒙代爾(1957）的“貿易—投資替代說”，即認為FDI與國際貿易是一種完全替代的關系。弗農（1972）關于國際直接投資的產品周期論也描述了FDI與貿易是一種替代關系。日本學者小島清(1978)的“貿易—投資互補說”，認為FDI能擴大兩國之間的貿易，這一理論拓展了FDI效應的研究思路。

20世紀80年代以來，國外相關實證研究取得了突破性進展。LipseyWeiss(1981)、Hubfbauer etal(1994)、Gramham（1996）研究結果也表明，國際直接投資的迅速增加并沒有影響到國際貿易的發展，相反具有促進作用。

2.國內研究

中國國內的研究主要是運用計量法對外貿促進中國進出口貿易的效應進行了分析，王學東、劉占軍和程傳海（2001）比較了廣東省與外商直接投資的貿易效應，認為外資是廣東地區出口貿易的驅動源；沈克華（2003）的研究表明FDI隊我國出口總量增長貢獻巨大且呈上升趨勢;朱廷（2006）通過基于中國省區數據的計量分析得出:FDI的增加會使出口增加;王蕙、郭顯光（2007）基于虛擬變量、協整及格蘭杰檢驗的實證研究得出:FDI對我國的外貿具有促進作用且FDI對出口貿易的影響具有明顯的滯后作用。

綜上所述，在研究FDI的貿易效應時，國內學者基本表明FDI對外貿規模有正的促進作用這一方面。但是FDI的貿易效應不僅僅包含對外貿規模的影響，還有對外貿商品結構的影響。

筆者以山東省的數據為基礎，利用計量分析方法運用Eviews3.1軟件來研究山東省的內流FDI對山東省的出口規模及出口商品結構的影響。

二、山東省內流FDI與外貿出口及出口結構的概況分析

改革開放后的二十多年中，山東省合同外商直接投資金額從1984年的1.05億美元增長到2005年的274.95億美元，實際利用外資金額從1984年的0.004億美元增長到2005年的89.71億美元，截至2006年末，累計實際利用FDI達到552.35億美元。

在山東省內流FDI迅速增長的同時，其對外貿易也迅速穩定的增長。1996年外貿出口總額108.6億美元，截至2006年底，出口總額已達586.5億美元。出口商品結構逐漸優化，96年初級產品比重達24.9%，到2005年底，比重已下降到16.8%。

三、山東省內流FDI對其出口量及出口商品結構的影響的計量分析

1.對出口量影響的計量分析

(1)模型建立、變量選取及數據說明

利用山東省1984年～2006年期間的數據，采用協整分析對外商在山東省的直接投資與山東省出口總額之間的關系進行實證分析。當然，影響出口數量變動的因素還有我國匯率的水平、政府政策及商品出口價格指數，但是政府政策無法量化且商品出口價格指數無法取得，所以從模型中排除掉。另外，通過變量的顯著性檢驗，匯率水平對山東省的出口額影響不顯著。所以也將匯率水平從模型中排除。最終模型中只有FDI、常數項與出口額（EX）

注:表中數據來源于各年份《山東統計年鑒》，其中內流FDI為山東每年的實際利用的外商直接投資金額。

(2)山東省內流FDI與出口規模的平穩性檢驗

注:本表中平穩性檢驗采用Eviews3.1計算。檢驗形式（c，t，k）表示單位根檢驗方程中的常數項、趨勢項和滯后階數，n指不包括常數項或趨勢項，加入滯后項是為了使殘差為白噪聲。臨界值欄括號內的百分比指的是顯著水平，△3為三階差分。以下同。

從表中發現，各序列的ADF檢驗值均小于相應5%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設，序列不存在單位根，說明EX、FDI均為三階單整序列，即I(3)，也就是同階單整，滿足協整檢驗的前提條件

(3)山東省內流FDI與EX的協整檢驗

由表可知，協整回歸殘差序列的ADF檢驗值小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設，殘差序列不存在單位根，是平穩的。說明EX、FDI是協整的，可以進行格蘭杰檢驗。

(4)序列的格蘭杰檢驗

檢驗結果表明:對原假設“EX不是FDI的格蘭杰原因”的相伴概率為0.09731，在5%的顯著性水平下可以認為接受原假設，而對原假設“FDI不是EX的格蘭杰原因”，相伴概率為0.02209，在5%的顯著性水平下可以認為拒絕原假設，因此可以認為FDI與EX之間存在單向因果關系，即FDI是出口規模變化的格蘭杰原因，但反之因果關系不顯著。

但是由表可知在山東省內流FDI 對其出口規模的影響存在著嚴重的滯后效應。

2.對出口商品結構的影響的計量分析

(1)模型建立、變量選取及數據說明

選取山東省1996年～2005年期間的年度數據，采用協整技術對外商在山東省的直接投資于其出口總額、初級產品出口以及工業制成品出口之間的關系進行分析。以EX、EXP、EXM分別表示出口總額、初級產品出口和制成品出口變量。數據見下表：

注:表中數據來源于各年份《山東統計年鑒》

（2)各序列的平穩性檢驗

上表表明，1996年～2005年間的各序列是不平穩的，但經過一階差分后，變為平穩序列，即各序列都是同階單整的，可以進行協整檢驗。

(3)序列的協整檢驗

用變量EX、EXP、EXM分別對FDI作協整回歸，對殘差序列e1、e2、e3作單位根檢驗，結果見下表。

由表知，e1、e2、e3的ADF檢驗值均小于5%水平下的臨界值，殘差序列不存在單位根，是平穩的，即FDI與EX、FDI與EXP、FDI與EXM是協整的。

(4)誤差修正模型回歸結果

運用誤差修正模型的直接估計法，所對應的回歸方程分別為:

△EX=-20.9864+0.3977△FDI-0.0054EX（-1）+1.3921FDI（-1） (1)

(0.5537)(1.2994)

△EXP=-3.98-0.1071△FDI-0.3191EXP(-1)-0.0266FDI（-1）（2）

（-0.4193） （-0.1005）

△EXM=-19.6772+0.3786△FDI+0.0634EXM(-1)+1.452FDI（-1） （3）

（0.64）（1.6444）

從回歸方程(1）、（3）來看，外商直接投資額對山東省的出口總量和工業制成品出口均產生了積極的影響，這與前面FDI是EX的格蘭杰原因的分析相吻合，且存在著滯后效應。從回歸方程（2）來看，山東省內流FDI對其初級產品的出口不但沒有促進作用，還導致了初級產品出口的減少。

4.結果與原因分析

總體來說，山東省的內流FDI可以促使其出口規模的整體增加，從回歸系數來看，長期來看，FDI每增加1%，將使出口總額增加0.3977%，制成品出口增加0.3786%。而根據山東省歷年的統計數據，其出口增長的95%來自于制成品出口的增長，表明外商直接投資對山東省出口的促進作用主要是通過促進工業制成品的出口來實現的。另一方面，從長期來看，FDI每增加1%，山東省的初級產品的出口將減少0.0266%，且根據10%的顯著性水平下的臨界值，其回歸系數的t統計量不顯著。

筆者認為上述結果出現的原因主要在于山東省內流FDI 的結構與類型。小島清在其投資理論中將投資分為勞動力導向型投資、資源導向型投資以及市場導向型投資。其中勞動力導向型和資源導向型可歸結為成本導向型一類，其具有明顯的外向型特征，即其產品以遠銷中國以外的市場為主，朱廷珺（2006）認為日本、韓國對我國的投資為勞動力導向型和資源導向型即成本導向型。根據山東省的2003年～2005年統計數據，韓國是其內流FDI 的主要來源國，其次為日本。（注:雖然來自香港的投資額居于第二，但考慮到其是有名的避稅港地區，故不予考慮。）而韓日雖然主要投資于中國的勞動密集型產業，但其也主要集中在制造業的領域，如電子產品、化學日用品等。另外，每年的數據也表明，整體外商直接投資的重點是在制造業上，并呈不斷上升趨勢。2000年，山東省合同外商直接投資中有34.6018億美元投向了制造業，比重達到69%，截至2005年末，合同外商直接投資中的228.8412億美元流向了制造業，比重也增至83.2%。所以，外商直接投資在制造業投資的增加極大地導致了山東省制造業產品的出口的不斷增加，促使其出口商品結構的優化。

四、山東省內流FDI存在的問題及建議

雖然山東省每年的出口總額和制成品出口呈不斷增加的趨勢，且利用FDI的發展速度很快，近十幾年來引進FDI的增長速度位居全國之首。從2002年起，山東成為全國吸引外資的第三大省，僅次于廣東和江蘇。但是，與全國相比某些領域還存在著巨大的差距，如制成品出口額占總出口額的比重上。從1996年起，全國制成品出口比重已達到85.4%，截至2005年末，比重已達到93.6%，而山東省在1996年的比重為75.1%，到2005年末，才增至83.2%，大大落后于全國平均水平。同時山東省內流FDI的質量不高，如前文所述，大量的日韓投資都流向了成本導向型的勞動力和資源密集型產業，雖然有利于增加就業，但是嚴重掠奪了山東省的資源，也不利于山東省整體產業結構的優化。在目前我國匯率水平不斷上升和取消給與外資企業優惠稅率的形勢下:（1）山東省應在優化外商直接投資環境的基礎上，擴大利用外資規模，以進一步擴大外貿出口規模和提升出口商品結構；（2）在提高出口商品比重方面，集中力量扶持機電產品、成套設備和高新技術產品出口，提高占出口比重；（3）同時，抓住國際上新一輪產業轉移—服務業轉移的機遇，大力引進外資進入服務業領域，增加服務業的出口，以促進開放層次和水平的提升。

參考文獻:

[1]朱廷:（2006） 《外國直接投資的貿易效應研究》，人民出版社

[2]王蕙郭顯光:（2007）“外國直接投資對我國進出口規模的影響”，《國際貿易問題》第3期

[3]冼國明嚴兵:（2007）“全球國際直接投資的發展趨勢與前景”，《國際經濟合作》第253期

[4]沈克華:（2003）“外國直接投資與我國出口總量及結構、基礎設施投入的相關關系分析”，《國際貿易問題》第7期

[5]王學東劉占軍程傳海:（2001）“明顯的驅動源—廣東省與全國外商直接投資貿易效應對比”，《國際貿易》，第5期

[6]Lipsey，R.E.，and M.Y.Weiss，（1981）“Foreign Production and Exports in dividual Firms”，《Review of Economics and Statistics》，第63期

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”