外商直接投資對山東省出口貿易及貿易結構的影響研究

□吳士健 宋立群 權 英

外商直接投資對山東省出口貿易及貿易結構的影響研究

□吳士健1宋立群1權 英2

基于山東省1990-2013年外商直接投資與出口貿易的統計數據，對兩者之間的內在關系進行了實證檢驗，發現FDI在短期內對出口貿易存在替代效應；在長期，兩者之間存在穩定的協整關系，且互為格蘭杰因果關系，FDI與出口貿易之間具有互補性。進一步研究發現，FDI對山東省工業制成品出口的影響程度大于對農副產品出口的影響，對高科技產品、機電產品等技術、資本密集產品的出口影響要大于對勞動密集型產品出口的影響，表明FDI有助于推進山東省出口貿易結構優化，提升出口產品競爭力。

外商直接投資；出口貿易；出口商品結構

一、引言

國際貿易和外商直接投資(Foreign Direct Investment，簡稱FDI)作為經濟增長的重要推動力量，其內在關系一直為國內外研究者們所關注，并直接影響到政府招商引資和對外貿易政策的制定。Mundell(1957)較早地研究了FDI與國際貿易之間的關系，發現在存在關稅影響的情況下，貿易障礙會導致外商直接投資產生，而資本流動障型礙又會引發國際貿易活動，國際貿易與外商投資呈相互替代關系[1]。小島清(1987)基于對日本經濟發展的實踐分析，認為FDI主要側重于管理知識和先進技術的轉移，這種投資形式增強了東道國的比較優勢，從而促進了雙方貿易的互動增長，同時認為FDI與國際貿易是共存互補的關系[2]。Markusun(1987)、Svensson(1984)的研究認為，如果貿易要素和非貿易要素之間是相互合作關系，那么商品貿易和資本跨國流動(FDI)之間將表現為互補關系，反之，二者之間表現為替代關系。Bhagwati(1987)和Dinopoulos(1991)等學者還提出了“補償投資”的觀點，認為FDI所帶來的維修等支持性活動，對東道國的就業和出口貿易有一定的促進作用。

在實證研究方面，Gopinath(1999)研究了美國一家食品跨國公司與所在地區的出口往來，發現FDI和出口貿易之間存在負相關關系[3]；Head和Ries(2011)考查了日本跨國公司從其他公司購買中間品的行為，認為減少了企業進口，致使對出口貿易產生替代作用[4]。然而，更多的研究認為，FDI與國際貿易之間具有相互促進的作用。如Aitkenetal(1997)基于對墨西哥1986-1990年間2113家跨國制造商出口狀況的研究發現，外商直接投資可以有效帶動一個國家的出口，FDI是推動國際貿易的重要原因[5]；Hein(1992)，Lucas(1993)，Bayonmi、Lipworth(1995)，Muchielli、Chedor(1999)，Zhang and Felmingham(2001)等的研究也得到了類似的結論[6-7]。事實上，FDI與出口貿易之間的關系很難簡單地認定為互補或替代關系，而是依具體情景而異。Jun和Singh(1996)對30多個發展中國家數據的研究發現，出口貿易與FDI之間并不存在明顯的相關關系[8]；Pain和Wakelin(1998)對11個OECD國家的貿易與FDI半年度數據研究則發現，FDI與出口貿易之間的相互影響關系極為復雜。

作為全球重要的資本流入大國和國際貿易大國，FDI對中國出口貿易的影響十分重要，國內許多學者也對二者之間的相互關系進行了檢驗，并普遍得出了FDI有助于促進我國出口貿易的結論(楊迤，2000；冼國明等，2003；楊丹輝，2004；周靖祥，2009；桂徽等，2010；陳守東等，2012)[9-14]；但就區域層面而言，FDI與出口貿易的關系并不一致。如嚴兵(2006)采用ECI指數對我國不同地區FDI與出口競爭力之間的關系進行了研究，證實了FDI促進了東部地區出口競爭力的提升，但對西部地區的影響并不顯著，而FDI對中部地區的出口競爭力的影響甚至是負向的[15]；王少平、封福育(2006)的研究也發現，FDI對出口貿易的影響在不同的地區有顯著差異，東部地區要顯著強于中西部地區。不同省市的FDI與出口貿易之間的關系也不盡相同[16]。如陳元清(2010)通過脈沖響應函數分析，發現天津市出口貿易在短期內對FDI的反應明顯，但從長期看來投資對出口貿易產生了替代效應[17]；佘雪峰(2011)檢驗了山東省FDI與出口貿易的關系，發現FDI對山東省出口貿易的增長存在長期顯著的促進作用。此外，基于FDI的結構效應，國內學者還檢驗了外商直接投資對出口商品結構的影響[18]。王子軍和馮蕾(2004)利用平行數據模型研究了不同類型的制成品出口與FDI的關系，發現FDI的作用隨著出口產品技術密集度的提高而增加，FDI對提高我國出口競爭力有決定性作用[19]；龔艷萍和周維(2005)通過對FDI和出口總量、制成品出口、加工貿易方式之間的研究，認為FDI與上述三者之間存在正向的關系[20]。王蕙和張武強(2011)通過對FDI和我國工業制成品、初級產品出口額之間關系的研究，發現FDI促進了出口商品結構的優化，不僅長期效應要優于短期，而且長期效應還對短期波動具有一定的調節作用[21]。

山東省作為我國東部沿海的經濟大省，吸收與利用外資的規模和數量一直處于國內領先地位。尤其是自上世紀90年代以來，吸收利用外資的規模逐年上升并增長強勁，實際利用外資額從1990年的1.51億美元增長到2013年的140.53億美元，增長了93倍，平均增長率位居全國第一。與此同時，山東省出口貿易也迅速增長，出口商品總額從1990年的34.17億美元增長為2013年的1345.10億美元，增長了38倍。然而，就山東本省來說，其FDI與出口貿易之間到底存在何種關系，是相互促進還是互為替代？這種關系在不同產品結構之間的具體表現如何？是FDI推動了出口貿易增長，還是出口貿易拉動了FDI進入，上述問題都有待于實證檢驗。在當前國際經濟持續低迷，FDI增速銳減，出口貿易增長緩慢導致國內經濟疲軟的背景下，明確二者之間的相關關系，對政府調整外資利用政策、刺激出口貿易、推動經濟結構和出口產品的優化升級，有著重要的現實意義。

二、山東省外商直接投資與出口貿易發展狀況

改革開放以來，借助于良好的區位優勢和資源優勢，山東省積極參與國際產業分工，大力發展外向型經濟，承接國際產業轉移、發展對外貿易，成為環渤海地區聚集 FDI和出口貿易最多的省份，外資利用數量、質量穩步上升，出口貿易結構持續改善。

(一)外商直接投資總量波動式增長

山東省自1979年開始引進外資，1979年底實際利用外資額僅為0.13億美元，此后，山東省憑借東部沿海省份良好的區位、資源和環境優勢，吸引外資規模不斷加大。加入WTO以后，外資利用額度更是大幅增長，2002年實際利用外資55.86億美元，比2001年增長54.3%，僅次于江蘇和廣東，列全國第三位，之后每年外資引進額一直保持在全國前列。由圖1可以看出，1990-2013年間，山東省外資利用總體表現為鋸齒型波動增長，并可劃分為三個周期性的階段。其中，1990-1998年為第一個波動周期，在該周期中，1990-1993年間為快速增長階段，1994-1996年間為恢復調整階段，1997-1998年為受亞洲金融風暴的影響導致的迅速下滑階段。1999-2009年為第二個波動周期，在該周期中，199-2005年為迅速增長階段，外商投資總量在2005年達到274.95億美元，為歷年最高峰；2006-2009年，受國內投資過熱影響和隨之爆發的國際金融危機影響，外商投資開始迅速下滑，并在2008年達到新谷底，當年外資總額僅104.42億美元。2010年至今為第三個周期，外商投資總量開始穩步增長。

圖1山東省歷年外商直接投資統計圖

從外商投資項目總額看，山東省引進外資的周期性波動更為明顯。其中，1993、2005為引進外資的兩個高峰，分別簽訂外商投資項目5940個、6415個；而1998、2009為兩個低谷，外商投資項目數為1366個和1468個。值得注意的是，自2010年以來，山東省引進外資的總量開始上升，但外商投資項目數基本保持不變，甚至還略有下滑。這說明，外商投資的平均項目規模有了大幅提升，外資質量有了明顯改善。

(二)外商投資形式以合資和獨資為主

山東省利用外商直接投資的方式主要有中外合資、中外合作、外商獨資、外商投資股份制四種形式。改革開放以前，受經濟政策影響，外資進入主要以中外合作和中外合資經營為主。改革開放以來，外資投入的領域和方式逐漸發生變化，外商獨資逐步取代了中外合作經營，成為最主要的外資進入方式。各投資方式吸引的外資總額變化情況如下圖2所示。

由圖3可以看出，2000年以來，外資投入增長主要以外商獨資為主，中外合資的總量相對比較穩定，中外股份制企業和中外合作企業一直保持低位徘徊。其中，2000-2006年外商獨資增長迅速，由2000年的12.61億美元增加到2006年的134.76億美元，增長了9.7倍；之后受國際經濟形勢影響，外商獨資投入總量開始下滑，到2009年僅為56.04億美元，下降了近60%。由于外商獨資企業在獨資承擔風險的同時也獨享利潤，除了利用當地廉價的資源和區位優勢外，與當地經濟聯系較弱，對經濟的帶動作用并不大，并不能通過技術外溢有效促進當地技術進步和產業結構調整。因此從2006年起，山東省為了加快工業體系結構調整及推進產業轉型升級，加大了中外合資企業和股份制企業的招商引資力度，在一定程度上推動了這兩類企業的進入。

(三)外資利用結構逐步優化

改革開放之初，山東省主要依靠豐富的勞動力資源吸引外資進入，紡織服裝業、輕工業成為吸引外資的主力；隨著經濟發展水平和技術水平的提升，外資利用開始從勞動密集型產業向機械制造、家電電子、汽車制造、服務業等技術、資本密集型產業轉移；進入21世紀以來，隨著產業結構調整和發展戰略轉型，高端制造業、現代服務業成為吸引外資的主力。從外商直接投資的三次產業分布看，2013年之前，第二產業一直是投資的重點產業；2013年后，第三產業的外資進入開始占據主導地位；第一產業吸引投資的總量變動不大。山東省三大產業吸引的外商投資額變化情況如下圖3所示。

圖2山東省2000-2009年外商投資方式變化圖

圖3 山東省外商直接投資產業分布圖

2001-2013年第一產業、第二產業、第三產業累計吸引外商直接投資分別占山東省累計外商投資總數的3.22%、71.78%和25.0%，三者之間的比例為1:22.3:7.8。其中，第二產業吸收的外商直接投資額從2001年到2007年增長了1.3倍，比重由2001年的82.04%上升到2007年的90.12%。2008年，受世界金融危機影響，第二產業外商投資進入在當年有較大的下滑，之后開始進入恢復調整期，并在2012年以后再次出現下滑趨勢。而第三產業引進外資的總量一直保持較快增長，特別是2005年以來，年均增長極為迅速，到2013年已與第二產業外資總額持平，并逐漸占據主導地位。這一方面體現了世界經濟形勢下滑對生產制造業的不利影響，另一方面也說明，通過聚集人才和技術優勢，大力調整引資結構、發展高新技術產業和高端服務業，山東省第三產業已有了較好的發展，對外資的吸引力不斷增強，外資進入結構越來越趨于優化。

(四)出口貿易總量增長穩定

隨著外商直接投資的推動和外貿環境的不斷改善，山東省對外貿易迅速發展。1995年以來，特別是加入WTO以后，山東出口貿易顯著增長，呈現明顯的指數型增長趨勢，出口總額從81.61億美元增長到2013年的1345.10億美元，增長了34.85倍。1991-2013年，山東省出口總額從37.52億美元增加到1345.10億美元，增長了34.85倍，出口貿易發展速度迅猛。但是在個別年份，如1993、1998和2009年，受金融危機和全球經濟波動的影響，出口貿易出現了負增長，出口增長率出現了短暫的不穩定性和波動性。如下圖4所示。

圖4山東省歷年出口貿易總額統計圖

(五)出口商品結構技術含量穩步提升

1991-2013年間，農副產品、紡織服裝產品、機電產品和高新技術產品一直位居山東省商品出口結構的前四位。2013年山東省機電產品出口額為509.01億美元，占總出口額的37.84%，高新技術產品出口額146.5億美元，占出口總額的10.89%；紡織服裝產品出口額為216.01億美元，占總出口額的16.06%，農副產品出口額152.15億美元，占總出口額的11.31%。出口產品結構的變化主要體現在機電產品出口總值快速增長，高新技術產品增長穩定，而在激烈的競爭中，勞動密集型的農副產品和紡織服裝產品出口所占比重逐漸下降，優勢不再明顯。機電產品和高新技術產品出口的快速增長成為了山東省出口貿易轉型發展和結構優化的主要推動力。其中，從1998到2013年間，機電產品出口增長了25倍，在工業制成品出口額中所占的比重上升了12.39%；高新技術產品出口增長了47.3倍，所占比重上升了8.42%；紡織服裝產品的出口增長了10倍，所占比重下降了8.31%。2004年，山東省機電產品出口首次超過紡織品服裝，成為工業制成品中占比最大的出口商品類型。

三、外商直接投資對山東省出口貿易總量的影響分析

(一)模型構建和數據說明

根據山東省1990-2013年24年間對FDI和外貿易出口額的統計數據，可以對二者的相關性進行實證檢驗?？紤]到人民幣兌美元匯率的不穩定性和通貨膨脹問題，先按照每年美元兌人民幣的平均匯率將數據折算成人民幣，再按照1990年的不變價格，利用GDP折算指數進行平減處理。由此，調整后的數據在一定程度上剔除了匯率波動和通貨膨脹的影響，具有較高的可比性，對相關檢驗結論準確性的影響程度較小。同時為降低模型中異方差等可能帶來的誤差影響，在模型設定中，所有變量均采用自然對數形式表示。

基于外商直接投資的滯后性，本文選擇四個變量LNFDI(當年FDI數額)、LNFDI-1(滯后一年的FDI)、LNFDI-2(滯后兩年的FDI)、LNFDIC(累計以往幾年的FDI)作為解釋變量，分別構建模型進行一元線性回歸分析，并選擇擬合程度較好的解釋變量進行實證研究。

根據各變量間的相關性分析，以出口總額的對數值LNEX作為被解釋變量，LNFDI、LNFDI-1、LNFDI-2、LNFDIC都通過了5%顯著性的T檢驗，表明上述四個變量對LNEX都存在一定影響。而LNFDI-2和LNFDIC與LNEX的相關性比LNFDI與其變量的相關性要高，說明FDI對出口貿易影響的累積效應要優于短期效應，作用結果存在一定的滯后性。因此基于兩者相關關系的滯后效應和累積效應，選取LNFDI-2、LNFDIC作為解釋變量進行研究。相關系數如表1所示。

表1 外商直接投資與出口的相關系數

出口貿易額作為被解釋變量，以滯后兩期的FDI和累計以往幾年的FDI作為解釋變量，可以構建如下多元線性回歸模型：

在回顧性分析動態心電圖時，如發現符合心電圖危急值改變的情況，按照《心電圖危急值2017中國專家共識》[5]的相關規定及規范流程處理。如果發現存在較大潛在風險的動態心電圖改變，建議進行重大陽性值提示。

LNEX=α+β1LNFDI-2+β2LNFDIC+μ

(1)

式(1)中，LNEX代表出口額的對數值，LNFD-2I和LNFDIC分別代表上兩年的外商直接投資額的對數值以及以往幾年的累計外商直接投資額的對數值，系數α為常數，β1、β2為回歸系數，μ為殘差序列項。

(二)單位根檢驗

由于時間序列普遍具有明顯的時間趨勢，

在模型估計中不排除出現虛假回歸的可能，因此有必要對數據的平穩性進行檢驗。時間序列平穩性的檢驗方法很多，單位根檢驗是最為常用的。本研究采用帶有滯后差分項的ADF檢驗方法對變量的同階平穩性進行檢驗，由于協整檢驗也要求變量必須是同階單整的，因此，這也是進行下一步協整檢驗的前提條件。

首先對LNEX進行平穩性檢驗，結果顯示LNEX的ADF檢驗值均大于各自在1%、5%、10%的顯著性水平下的臨界值，接受原假設。也就是說，變量LNEX為不平穩時間序列，需要進行一階差分處理。由表2可以看出，差分后的ADF統計量通過了顯著性水平為5%的T檢驗，由此ΔLNEX作為LNEX的一階差分項已經不存在單位根，屬于平穩的時間序列。

表2 時間序列LNEX與LNFDI-2、LNFDIC的平穩性檢驗結果

注：檢驗形式(C,T,K)中C,T,K分別表示單位根檢驗中的漂移項、趨勢項和附加項(滯后項)。

采用同樣的方法對LNFDI-2、LNFDIC進行單位根檢驗，發現均存在單位根，屬非平穩的時間序列，需進行差分處理。一階差分后的LNFDI-2和LNFDIC都通過了顯著性水平為5%的平穩性檢驗。

(三)協整檢驗

首先采用最小二乘法對變量LNEX、LNFDI-2和LNFDIC進行回歸分析，得到回歸方程并對方程的殘差項進行單位根檢驗，單位根檢驗的形式是(C,T,K)中的C、T、K均為0，檢驗結果如表3所示。

表3 殘差序列項的ADF檢驗Eviews輸出結果

由表3可知，殘差項的T檢驗臨界值為-4.2213，小于-2.6797，通過了顯著性水平為1%的T假設檢驗。因此，不可以接受原假設，即認為殘差序列為平穩序列，從而可以說明外商直接投資與出口貿易之間存在著長期穩定的協整關系。并且從長期來看，外商直接投資累計值每增加1%，山東省出口貿易額就會相應增長0.52%。由此可以認為，山東省外商直接投資對出口貿易增長存在較強的拉動作用，FDI促進了出口貿易的增加。

(四)格蘭杰因果檢驗

通過上述協整檢驗，發現山東省FDI與出口貿易之間存在長期穩定的均衡關系。但要想進一步探究兩者之間的內在邏輯關系，還需要通過格蘭杰因果檢驗來驗證。由于外商直接投資對出口貿易影響存在滯后性和累積效應，故引入變量的滯后期影響。若在滯后期內，相伴概率小于顯著性水平，則拒絕原假設，即認為兩者之間存在格蘭杰意義上的因果關系。格蘭杰因果檢驗的結果如表4所示。

表4 變量的格蘭杰檢驗結果

注：采用顯著性水平為5%的假設，大于0.05就接受原假設。

由表4可以看出，在滯后2期，出口貿易不是FDI的格蘭杰原因的概率只有7.E-05，遠遠小于臨界值，因此可以拒絕原假設，認為出口貿易增長是外商直接投資增長的格蘭杰原因。在滯后3期，外商直接投資增長未影響到出口貿易增長的概率也很小，因此拒絕原假設，認為外商直接投資增長對出口貿易增長產生了影響。檢驗結果顯示，外商直接投資和出口貿易在格蘭杰意義上互為因果關系，說明出口貿易的增長能吸引外商直接投資的進入，而外商直接投資的增加反過來也能夠促進出口貿易的增長，二者之間互為格蘭杰因果關系。

(五)參數估計

基于協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗分析，發現山東省出口貿易和FDI在樣本數據期間存在長期穩定的協整關系和格蘭杰因果關系，因而可以對公式(1)中模型構建的有關參數進行估計分析。運用EViews 7.2，對有關數據進行處理，得到如下參數估計結果，具體如表5所示。

表5 時間序列的回歸檢驗結果

根據表5的檢驗結果，可以得到山東省出口貿易與外商直接投資回歸方程，如公式(2)所示。

LNEX=1.43-0.19LNFDI-2+0.90LNFDIC

(2)

由上可知，回歸方程調整后的擬合程度為95.3%，也就說明方程中的解釋變量LNFDI-2和LNFDIC對被解釋變量EX的解釋程度達到了98.3%；F檢驗的P值為0，可知解釋變量的系數不全為零；單個解釋變量的檢驗結果中，LNFDI-2和LNFDIC系數P值分別為0.0733與0.0000，通過了顯著性檢驗，故接受外商直接投資與出口貿易有相關關系的原假設。從回歸方程可以看出，累計的外商直接投資每增加1%，出口貿易相應增加0.9%；而滯后兩期的外商直接投資與出口貿易存在負相關關系，滯后兩期的FDI每增加1%，會導致出口貿易減少0.19%。由此可以認為，山東省的出口貿易在長期內對外商直接投資沖擊反應明顯，但從短期看來投資對出口貿易存在替代效應。

四、外商直接投資對山東省出口貿易結構的影響分析

為進一步了解FDI對山東省出口貿易結構的影響，本研究選取了山東省出口貿易中占比較高的農副產品、紡織服裝、機電產品和高新技術產品四類產品，分別檢驗FDI與其出口貿易之間的關系，用以反映FDI對傳統出口產品、勞動密集型產品、資本密集型產品及技術密集型產品之間的影響。同樣運用Eviews7.2,采用與上述研究相同的數據處理方法，檢驗發現，山東省滯后兩期的FDI、FDI累計值與上述四類產品之間均存在較為明顯的格蘭杰因果關系，可以用以進行回歸模型分析。FDI與上述四類產品出口貿易的回歸分析結果如下表6所示。

表6 FDI與不同出口產品的回歸分析結果

注：表中的*、**和***分別代表代表顯著水平為0.1、0.05和0.01，沒有標注代表未通過顯著性檢驗。

由表6可以看出，FDI的變化對農副產品出口的影響并不顯著。相比之下，FDI對紡織產品、高新技術產品和機電產品出口存在顯著影響。其中，FDI與紡織品出口回歸模型的擬合優度為0.93，變量FDI-2沒有通過顯著性T檢驗。從模型可以得出，在不存在外商直接投資的情況下，紡織產品的自發出口總額為1.36億元，累計的外商直接投資每增加1%，紡織品出口相應增加0.45%。FDI與機電產品出口回歸模型的擬合優度為0.99，變量FDI-2和FDIC均通過了T檢驗。從模型可以得出，在不存在外商直接投資的情況下，機電產品會出現自發進口的現象，自發進口額為4.7億元。山東省FDI-2和FDIC每增加1%，機電產品出口就會相應分別增加0.20%和1.28%；由于機電產品屬于資本密集型產品，在不存在外商直接投資時，由于企業沒有足夠的資本支持生產，導致產品供應不足，外資的引進為產品生產提供了資金支持，大大促進了其生產和出口。在對高新技術產品的回歸分析中，方程擬合優度達為0.98，FDI-2和FDIC兩個解釋變量均通過了顯著性水平為5%的T檢驗。從參數估計結果可以看出，在不存在外商直接投資的情況下，高新技術產品也會出現自發進口現象，自發進口額為8.75億元。山東省FDI-2和FDIC每增加1%，高新技術產品出口就會相應增加0.43%和1.49%。高新技術產品屬于技術密集型產品，在沒有外資進入時，企業由于缺乏資金，無法吸引優秀人才、引進先進技術，難以形成自身的競爭優勢與核心競爭力，產品甚至無法滿足國內的需求，只能選擇從國外進口。相反，外資的進入不僅為企業帶來了資金支持，也為企業注入了技術和人才支持，有效促進了產品生產和出口。

實證表明，山東省FDI與出口貿易之間具有明顯的促進效應，不僅有助于推動總體出口貿易的增長，對優化出口貿易結構也有顯著的影響。FDI對農副產品出口的影響作用不明顯，對機電產品和高新技術產品的出口推動作用要大于對紡織服裝產品的推動作用，變量間的相關性也比較明顯。這表明，隨著外商直接投資的增加，出口商品越來越多地由勞動密集型產品向資本和技術密集型產品轉化，由此可以看出，FDI促進了山東省出口貿易的轉型升級，對優化產品出口結構發揮了重要的作用。

五、結論與政策建議

本研究基于山東省1990-2013年間FDI和出口貿易的統計數據，對FDI與出口貿易總額以及與農副產品、紡織服裝產品、機電產品和高新技術產品出口貿易間的關系進行了檢驗分析，并得出如下結論：

第一，外商直接投資對促進山東省出口貿易增長具有良好的推動作用。累計FDI總額與出口貿易間存在長期穩定的協整關系，FDI促進了出口貿易的增長，并且FDI對出口貿易的影響是一個長期釋放的過程，存在累積效應。但在短期內，外商直接投資對出口貿易存在著替代效應。

第二，外商直接投資與山東省出口貿易之間存在明顯的雙向反饋的因果關系。FDI與出口貿易之前互為格蘭杰因果關系，FDI增加促進了出口貿易，而出口貿易增加又推動了外資流入，二者存在互補關系。隨著FDI連續增加，吸引了諸多跨國公司投資建廠，在關聯效應、結構效應、規模效應和技術外溢效應的綜合作用下，推動了經濟總產出的增長和出口貿易總量的增加。同時，出口貿易的增長又進一步優化了當地的經濟發展環境，促進了資本、技術、人才等生產要素的聚集，改進了交通通訊、政府服務等軟硬件設施，吸引了更多的境外投資者，推動投資主體與投資力度的增加。

第三，外商直接投資有助于優化出口貿易結構，推動出口商品轉型升級。研究表明，外商直接投資對山東省工業制成品出口的影響程度要大于對農副產品出口的影響，也就是說，外商直接投資推動了工業制成品的出口貿易，且在推動技術密集型產品、資本密集型產品出口方面的作用力度要遠大于對勞動密集型產品的作用力度，這意味著外商直接投資有助于推動山東省出口貿易由勞動密集型產品向資本、技術密集型產品轉化，對優化出口產品結構，提升出口產品科技含量，增加附加值有著重要的意義。

當前世界經濟形勢仍未完全好轉，外商直接投資下滑，對外貿易增速放緩，經濟增長面臨較大的外部壓力。預計今后一段時間內，我國經濟將繼續處在經濟增速換擋期、結構調整陣痛期和前期政策消化期的“拐點階段”，“去庫存化”面臨的形勢依然嚴峻，勞動力等生產要素成本持續上升，資源、環境約束不斷增強，多重因素疊加導致經濟下行的壓力越來越大。在這種情況下，除積極推進“轉方式、調結構”，深入挖掘內部需求潛力以外，還應立足國情、省情，科學制定外資、外貿政策，確保FDI穩定增加和外貿出口持續增長。

第一，改善投資環境，加大招商引資力度。在保持生產要素吸引力的同時，將完善市場經濟體制及增強投資環境競爭力作為吸引外資戰略的重點。完善法律體系和投資貿易規則體系，強化知識產權保護，提高執法水平，為外資引進營造良好的法律環境。制定外商投資政策負面清單，簡化行政審批手續，減少跨國公司市場準入障礙，降低外商投資進入成本，實現外資的有效流入和充分利用。創新行政管理體制，明確政府職能邊界，規范行政管理程序，推動建立統一高效的行政審批、市場監管和執法體系，提升政府行政效能。

第二，提高外資利用質量，促進產業結構優化升級。鼓勵國際貿易合作和創新產業合作，放寬技術密集型行業及高新技術產業外資進入門檻，推動外資利用由注重引資規模向注重外資方式和外資利用效率轉變，減少高污染、高資源損耗外商資本的進入。調整并優化外商直接投資結構，在突出主導產業和特色產業的基礎上，引導外商投資向高新技術產業、知識和技術密集型產業、現代服務業聚集，充分發揮外資“1+1>2”的疊加效應，推進山東省產業轉型和結構升級。

第三，推進技術創新，提升出口產品國際競爭力。充分利用國際貿易與投資自由化安排帶來的機遇，消除不必要的貿易和技術壁壘，進一步優化出口產品結構，注重對省內企業配套能力、技術轉化能力、知識吸收能力、產業競爭能力等的培育與支持，縮短與外資企業間的差距，推動山東省經濟從出口驅動型增長向經濟增長驅動型出口轉化。加快開發新產品、新服務，利用產業優勢增加產品服務和技術要素投入，鼓勵企業積極進行境外專利申請、商標注冊、品牌培育及資質認證，推動企業建立國際營銷體系和服務網絡，提高國際市場競爭力，真正實現由“中國制造”向“中國創造”的轉變。

第四，加快發展外貿新業態，培育外貿綜合服務企業。外貿綜合服務企業通過將外貿企業與融資機構、物流、海關等部門有機聯系起來，為產品進出口企業提供生產供應鏈整體解決方案和管理服務，涵蓋供應鏈整合、融資、國際國內物流、通關報關、退稅辦理、保險、信息等關鍵環節。發展外貿綜合服務企業對實現外貿服務專業化、減少外貿代理環節、降低交易成本有著重要的意義。應積極借鑒廣東省、江蘇省的先進經驗，加大政策支持力度，破除外貿綜合服務企業發展所面臨的身份不明、地位不清、管理不力的困境，明確其行業認定、高新技術企業認證，加快行業標準和法規、政策體系建設，強化發展支持和管理規范，培育一批高水平的外貿綜合服務企業。

第五，以中韓自貿區建設為契機，積極開展對韓貿易。2015年11月底，《中韓自貿協定》經韓國國會批準生效，這意味著自2002年正式啟動中日韓自貿區談判以來，中韓自貿區率先進入實施階段。中韓自貿區是我國迄今為止覆蓋領域最廣、涉及國別貿易額最大的自貿區，不僅可以密切中韓經貿合作，而且有助于推動東北亞經濟一體化，有利于我國更深入地融入全球經濟體系。韓國是山東的第二大貿易伙伴和投資來源地，2015年，山東對韓出口增長5.5%，到賬韓資超過20億美元，增長35.1%。山東省應以中韓自貿區建設為契機，充分發揮與韓國地緣鄰近、人員往來頻繁、經貿合作密切的優勢條件，加速推進威海-仁川地方合作示范區、青島中韓創新產業園、煙臺中韓產業園建設，加快自由貿易港區、產業互動合作區和各類中韓合作平臺建設，完善區域合作機制，提升基礎設施和公共服務水平，為引進韓資和發展對韓貿易增加新動能。

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2017-02-23

山東省優秀中青年科學家科研獎勵基金(BS2013SF019)、第55批中國博士后科學基金面上資助項目(2014M551937)、青島市軟科學項目(13-1-3-139-8-(1)-zhc)、山東科技大學科研創新團隊支持計劃(2015TDJH103)。

1.山東科技大學經濟管理學院,山東 青島，266590；2.山東科技大學文法學院,山東 青島，266590

吳士健(1977- )，男，山東齊河人，山東科技大學經濟管理學院副教授、碩士生導師、管理科學與工程博士后，研究方向：企業理論、區域和產業經濟學研究。

F752.8

A

1008-8091(2017)02-0059-10