對外貿易與FDI關系探究

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，與此同時我國的對外貿易也取得了長足發展。本文章使用面板數據的最小二乘法對我國主要貿易伙伴與我國進出口額及上兩年年FDI進行回歸分析，得出外商直接投資額對我國與主要貿易伙伴的進出口額有替代效應，從而為相應的政策制定提供幫助與借鑒。

關鍵詞：進出口額；FDI；替代效應

一、引言及文獻綜述

我國對外貿易在改革開放后取得長足發展，貿易的出口總額和進口總額尤其變化顯著， 2013年我國進出口額達到41603億美元，是1978年的200多倍，穩居全球第一貿易大國，而1978年我國進出口額只有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出現波動，例如1997年東南亞爆發了震驚世界的金融危機，迅速蔓延到周邊的日本、韓國、中國香港，受其影響中國1999 年利用外資出現了11%的負增長。2008年美國次貸金融危機爆發，導致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年我國接受的實際外國直接投資額比1990年數值增長了32倍左右。同時我國利用外資的結構得到不斷深化，利用外資質量明顯改善。

圖1 1990年-2011年我國進出口與FDI增長情況

由圖1可知，在這段時間我國進出口額與FDI都取得了很快增長，并且進口與FDI之間、出口與FDI之間關聯性明顯，呈現擬線性趨勢。它們之間具體的關系有待計量模型進一步檢驗。

國際主流FDI與國際貿易關系的研究主要以下兩種觀點。首先，蒙代爾于1957年提出貿易與投資的替代模型，在假設條件下，如要素的自由流動，貿易雙方擁有相同的生產函數等，得出的結論是：一國對另一國的投資可以使自己的生產可能性邊界變小，擴大被投資國的生產可能性邊界，從而對貿易的完全替代。分析認為，該模型的假設條件過于理想，在現實經濟生活中很難達到，但對我們以后的理論研究有借鑒意義。其次，小島清基于對日本跨國企業對外投資實際情況的研究，提出適合發達國家與發展中國家之間的貿易與投資的互補模型，指出對外直接投資并不是將資本作為一般生產要素分配到東道國的行業中去，而且包括技術、管理、生產設備等生產要素的多方位轉移。小島清得出結論，即由技術先進國家的“邊際產業”（即在本國已經發展很成熟處于衰退階段或者沒有發展前途的產業）進行的直接投資將會促進商品貿易，這屬于產業轉移范疇，技術先進國家轉移出這些邊際產業，從而集中國內資源發展高端產業，促進本國產業結構的升級，即日本在亞洲構建的雁陣模型。

二、統計分析與模型估計

1.變量和模型的選擇與建立

本文使用的數據是面板數據。面板數據模型可以克服時間序列分析中多重共線性的不足，比單個的時間序列數據模型具有更高的維度。時間跨度方面選擇1994- 2011 年，截面數據選擇對我國FDI 額排名前十的國家或地區——美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡。

本文根據研究需要選擇固定系數模型，根據模型截距的是否發生變化分為兩類。變截距模型對不同的截面賦予相同的系數，但具有不同的截距；固定截距模型中所有截面都會有一個相同的截距。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，因為經濟系統存在慣性定律，進出口額會保持一種相應的慣性，其是一種長期的連續變量，所以上一期出口額和進口額也會影響本期的出口額和進口額。此外，FDI 流入量的增加引起進出口增長的效應不會立即顯現，這是由于跨國企業攜帶資本進入東道國之后，進行兩種選擇。一種是建造新的廠房，需要構建新的設備和員工；一種是并購當地企業，需要改造現有設備和培訓員工以符合新的生產目標。這都是一個循序漸進的過程，當期的投資并不會在當地形成生產能力，因此本文選擇的外商直接投資變量不是當期的投資額，而是上一期我國獲得的外國或地區直接投資的流量（AFDIit- 1）和上一期之前我國獲得的直接投資的總量（AAFDIit- 2）。本文構建的對數模型如下：

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lnEXit是t 時期我國對i 國的出口額的對數值，同理lnIMit是t時期我國從i 國的進口額的對數值。上述變量的數據來源，1994年- 2011年的進口、出口、FDI 值來自《中國統計年鑒》，所有數據均以萬美元為單位。

2.模型的估計

使用ADF法檢驗各變量的平穩性，其結果如下：

EX 單位根檢驗

以上數據顯示，我國1994年-2011年進出口值和FDI 值單位根檢驗P值大于0.05，是非平穩的，但對它們進行一階差分結果變好了，顯現出差分平穩特性。Granger and Newbold于1974年發現偽回歸現象，它是指相互獨立的兩個非平穩變量序列，利用最小二乘估計回歸模型并進行通常的t檢驗，往往得到它們之間存在顯著的函數關系的現象。本文面板數據包含了非平穩變量序列，存在偽回歸的可能性，因而要通過Durbin-Watson檢驗來判斷回歸估計的真實性，因此本文十分重視回歸的D-W值是否顯著。

不同模型在實際統計分析中會顯現不同的擬合結果，孰優孰劣要通過選擇統計量來判斷。本文選擇模型回歸后的殘差平方和計算F 統計值來判斷孰優孰劣。同樣固定系數模型與變系數模型對比也用協方差統計量來判斷。F 統計量計算公式如下：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分別代表固定系數固定截距模型、固定系數變截距模型和變系數模型的殘差平方和，N 為截面數，T 為時期數，k為自變量數。根據F 統計量與臨界值大小來相應模型?？紤]到方程很可能存在異方差和不同截面間的序列相關，故使用截面SUR （似然不相關回歸） 方法進行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協方差矩陣，對模型進行廣義最小二乘估計。

3.統計分析結果

對美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡按式（5）進行回歸分析，結果如下（括號內為t統計值）：

表2 FDI對出口效應的回歸結果

三個模型的D-W值都很好，證明不存在嚴重的虛假回歸，協方差檢驗中F 2統計值大于臨界值排除固定截距模型，F1統計值小于臨界值，說明應采用固定系數變截距模型。雖然使用了面板數據，但AFDI 、AAFDI的t 檢驗不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計方法后AFDI變得顯著了，擬合優度提升，說明模型得到改善。對日本出口的個體固定效應為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺灣為-0.826070，美國為1.475789，德國為-0.099704，法國 -0.871041，新加坡為-0.893797。

對上述國家按式（6）進行回歸，結果如下：

表3 FDI對進口效應的回歸結果

從表3中可以看出，F 統計證明應采用個體固定效應的變截距模型，且D-W值優良，通過了D-W檢驗。我國從日本進口的個體固定效應為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺灣為0.691421，美國為0.451237，德國為1.420185，法國-0.347006，新加坡為-0.669783。

三、結論

根據表2及表3，可以得到以下結論：

（1）表2、表3中，AFDI 對我國與上述經濟體的進出口有一定替代效應，AFDI值如果年均增長1%，進口將減少0.078%，出口將減少0.06%。這反映上述國家與我國貿易的產業結構存在互補，外商直接投資進入國內新興的產業和部門，獲得公平競爭的地位和國民待遇，避開被投資國的準入壁壘和關稅壁壘，在當地生產產品進而占領消費市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對我國與上述八個國家或地區的進出口均呈現正相關，但不是十分顯著，說明累積FDI 在長期中起到了一部分貿易促進作用。這與我國產業鏈處于低端，與發達國家和地區等處于產業鏈頂端的客觀事實相符，驗證了投資與貿易的互補模型。

（3）表2、表3中AR（1）項表示我國與上述八個國家或地區的進出口均有非常顯著的正相關效應，上一期的進出口額增長1%會帶來當期出口0.93%增長，當期進口0.98%的增長，說明我國外貿得到持續穩定的增長，符合經濟系統中的慣性定律。

（4）對出口和進口的回歸結果進行橫向對比，可以看出，我國進口增長受累積FDI 影響強于出口受累積FDI影響，說明從長期來看，外商直接投資產業的發展在被投資國當地構造完整的生產鏈，加強了投資國與被投資國之間的貿易往來。這也符合我國沿海地區加工貿易發達，對外經濟依賴度高的現實。

參考文獻：

[1]伊希果.計量經濟學原理與操作[M].重慶：重慶大學出版社，2009：458- 514.

[2]詹姆斯·H.斯托克、馬克·W.沃森.計量經濟學[M].格致出版社，2012：271- 293.

[3]王文泰. FDI 對國際貿易的互補與替代效應：基于我國主要貿易伙伴的平行數據實證研究[J].當代財經，2009，（4）：10- 14.

[4]康贊亮，張必松.FDI、國際貿易及我國經濟增長的協整分析與VECM模型[J].國際貿易問題，2006，（2）：45- 55.

[5]孫敬水，張蕾.對外直接投資與進出口貿易關系的協整分析[J].財政研究，2007，（1）：58- 65.

[6]李子奈.計量經濟學[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.

[7]王中昭.計量經濟學實驗及例題分析[M].南寧：廣西科學技術出版社，2005：136-156.

作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學研究生，主要從事國際貿易研究；杜興鵬（1986- ），男，漢族，河南商丘人，廣西大學研究生，主要從事國際貿易研究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分別代表固定系數固定截距模型、固定系數變截距模型和變系數模型的殘差平方和，N 為截面數，T 為時期數，k為自變量數。根據F 統計量與臨界值大小來相應模型?？紤]到方程很可能存在異方差和不同截面間的序列相關，故使用截面SUR （似然不相關回歸） 方法進行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協方差矩陣，對模型進行廣義最小二乘估計。

3.統計分析結果

對美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡按式（5）進行回歸分析，結果如下（括號內為t統計值）：

表2 FDI對出口效應的回歸結果

三個模型的D-W值都很好，證明不存在嚴重的虛假回歸，協方差檢驗中F 2統計值大于臨界值排除固定截距模型，F1統計值小于臨界值，說明應采用固定系數變截距模型。雖然使用了面板數據，但AFDI 、AAFDI的t 檢驗不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計方法后AFDI變得顯著了，擬合優度提升，說明模型得到改善。對日本出口的個體固定效應為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺灣為-0.826070，美國為1.475789，德國為-0.099704，法國 -0.871041，新加坡為-0.893797。

對上述國家按式（6）進行回歸，結果如下：

表3 FDI對進口效應的回歸結果

從表3中可以看出，F 統計證明應采用個體固定效應的變截距模型，且D-W值優良，通過了D-W檢驗。我國從日本進口的個體固定效應為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺灣為0.691421，美國為0.451237，德國為1.420185，法國-0.347006，新加坡為-0.669783。

三、結論

根據表2及表3，可以得到以下結論：

（1）表2、表3中，AFDI 對我國與上述經濟體的進出口有一定替代效應，AFDI值如果年均增長1%，進口將減少0.078%，出口將減少0.06%。這反映上述國家與我國貿易的產業結構存在互補，外商直接投資進入國內新興的產業和部門，獲得公平競爭的地位和國民待遇，避開被投資國的準入壁壘和關稅壁壘，在當地生產產品進而占領消費市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對我國與上述八個國家或地區的進出口均呈現正相關，但不是十分顯著，說明累積FDI 在長期中起到了一部分貿易促進作用。這與我國產業鏈處于低端，與發達國家和地區等處于產業鏈頂端的客觀事實相符，驗證了投資與貿易的互補模型。

（3）表2、表3中AR（1）項表示我國與上述八個國家或地區的進出口均有非常顯著的正相關效應，上一期的進出口額增長1%會帶來當期出口0.93%增長，當期進口0.98%的增長，說明我國外貿得到持續穩定的增長，符合經濟系統中的慣性定律。

（4）對出口和進口的回歸結果進行橫向對比，可以看出，我國進口增長受累積FDI 影響強于出口受累積FDI影響，說明從長期來看，外商直接投資產業的發展在被投資國當地構造完整的生產鏈，加強了投資國與被投資國之間的貿易往來。這也符合我國沿海地區加工貿易發達，對外經濟依賴度高的現實。

參考文獻：

[1]伊希果.計量經濟學原理與操作[M].重慶：重慶大學出版社，2009：458- 514.

[2]詹姆斯·H.斯托克、馬克·W.沃森.計量經濟學[M].格致出版社，2012：271- 293.

[3]王文泰. FDI 對國際貿易的互補與替代效應：基于我國主要貿易伙伴的平行數據實證研究[J].當代財經，2009，（4）：10- 14.

[4]康贊亮，張必松.FDI、國際貿易及我國經濟增長的協整分析與VECM模型[J].國際貿易問題，2006，（2）：45- 55.

[5]孫敬水，張蕾.對外直接投資與進出口貿易關系的協整分析[J].財政研究，2007，（1）：58- 65.

[6]李子奈.計量經濟學[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.

[7]王中昭.計量經濟學實驗及例題分析[M].南寧：廣西科學技術出版社，2005：136-156.

作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學研究生，主要從事國際貿易研究；杜興鵬（1986- ），男，漢族，河南商丘人，廣西大學研究生，主要從事國際貿易研究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分別代表固定系數固定截距模型、固定系數變截距模型和變系數模型的殘差平方和，N 為截面數，T 為時期數，k為自變量數。根據F 統計量與臨界值大小來相應模型?？紤]到方程很可能存在異方差和不同截面間的序列相關，故使用截面SUR （似然不相關回歸） 方法進行回歸。截面SUR 方法使用空間成員的殘差協方差矩陣，對模型進行廣義最小二乘估計。

3.統計分析結果

對美國、日本、韓國、德國、法國、中國香港、中國臺灣、新加坡按式（5）進行回歸分析，結果如下（括號內為t統計值）：

表2 FDI對出口效應的回歸結果

三個模型的D-W值都很好，證明不存在嚴重的虛假回歸，協方差檢驗中F 2統計值大于臨界值排除固定截距模型，F1統計值小于臨界值，說明應采用固定系數變截距模型。雖然使用了面板數據，但AFDI 、AAFDI的t 檢驗不顯著，使用截面SUR 的最小二乘估計方法后AFDI變得顯著了，擬合優度提升，說明模型得到改善。對日本出口的個體固定效應為0.146222，韓國為-0.047864，中國香港為1.116465，中國臺灣為-0.826070，美國為1.475789，德國為-0.099704，法國 -0.871041，新加坡為-0.893797。

對上述國家按式（6）進行回歸，結果如下：

表3 FDI對進口效應的回歸結果

從表3中可以看出，F 統計證明應采用個體固定效應的變截距模型，且D-W值優良，通過了D-W檢驗。我國從日本進口的個體固定效應為0.712766，韓國為2.288738，中國香港為-4.547559，中國臺灣為0.691421，美國為0.451237，德國為1.420185，法國-0.347006，新加坡為-0.669783。

三、結論

根據表2及表3，可以得到以下結論：

（1）表2、表3中，AFDI 對我國與上述經濟體的進出口有一定替代效應，AFDI值如果年均增長1%，進口將減少0.078%，出口將減少0.06%。這反映上述國家與我國貿易的產業結構存在互補，外商直接投資進入國內新興的產業和部門，獲得公平競爭的地位和國民待遇，避開被投資國的準入壁壘和關稅壁壘，在當地生產產品進而占領消費市場。

（2）表2、表3中AAFDI 對我國與上述八個國家或地區的進出口均呈現正相關，但不是十分顯著，說明累積FDI 在長期中起到了一部分貿易促進作用。這與我國產業鏈處于低端，與發達國家和地區等處于產業鏈頂端的客觀事實相符，驗證了投資與貿易的互補模型。

（3）表2、表3中AR（1）項表示我國與上述八個國家或地區的進出口均有非常顯著的正相關效應，上一期的進出口額增長1%會帶來當期出口0.93%增長，當期進口0.98%的增長，說明我國外貿得到持續穩定的增長，符合經濟系統中的慣性定律。

（4）對出口和進口的回歸結果進行橫向對比，可以看出，我國進口增長受累積FDI 影響強于出口受累積FDI影響，說明從長期來看，外商直接投資產業的發展在被投資國當地構造完整的生產鏈，加強了投資國與被投資國之間的貿易往來。這也符合我國沿海地區加工貿易發達，對外經濟依賴度高的現實。

參考文獻：

[1]伊希果.計量經濟學原理與操作[M].重慶：重慶大學出版社，2009：458- 514.

[2]詹姆斯·H.斯托克、馬克·W.沃森.計量經濟學[M].格致出版社，2012：271- 293.

[3]王文泰. FDI 對國際貿易的互補與替代效應：基于我國主要貿易伙伴的平行數據實證研究[J].當代財經，2009，（4）：10- 14.

[4]康贊亮，張必松.FDI、國際貿易及我國經濟增長的協整分析與VECM模型[J].國際貿易問題，2006，（2）：45- 55.

[5]孫敬水，張蕾.對外直接投資與進出口貿易關系的協整分析[J].財政研究，2007，（1）：58- 65.

[6]李子奈.計量經濟學[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.

[7]王中昭.計量經濟學實驗及例題分析[M].南寧：廣西科學技術出版社，2005：136-156.

作者簡介： 黃勇明（1989- ），男，漢族，湖南祁陽人，廣西大學研究生，主要從事國際貿易研究；杜興鵬（1986- ），男，漢族，河南商丘人，廣西大學研究生，主要從事國際貿易研究endprint