外商直接投資對(duì)區(qū)域貿(mào)易結(jié)構(gòu)的空間效應(yīng)分析
——基于東部和中部地級(jí)市的比較

張群

（齊齊哈爾大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，黑龍江齊齊哈爾161005）

1.引言

隨著中國改革開放的不斷深化，中國外商直接投資規(guī)模和對(duì)外貿(mào)易規(guī)模均以較快速度增長(zhǎng)。許多學(xué)者指出一個(gè)國家的進(jìn)出口貿(mào)易不僅積極促進(jìn)了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也改善了這一國家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)該國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。此外，對(duì)于外商直接投資能促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，帶來技術(shù)、資本、管理等正向溢出的結(jié)論也得到了廣泛驗(yàn)證。但是，隨著外商直接投資會(huì)對(duì)東道主國家產(chǎn)生環(huán)境污染、能源消耗、阻礙國內(nèi)企業(yè)發(fā)展能負(fù)面問題，使得一些觀點(diǎn)認(rèn)為應(yīng)該采用貿(mào)易方式來解決國內(nèi)企業(yè)的資本瓶頸，同樣，一些觀點(diǎn)認(rèn)為大量商品進(jìn)口會(huì)降低本國商品的競(jìng)爭(zhēng)力，也會(huì)抑制國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)積極性，最終損害本國的生產(chǎn)力，因此應(yīng)該通過積極引進(jìn)外商企業(yè)的技術(shù)和資本來代替進(jìn)口貿(mào)易。早期國外學(xué)者就外商直接投資（FDI）與國際貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了理論分析，主要有兩類代表性模型，一是Mundell（1957）的相互替代關(guān)系理論，該理論認(rèn)為在存在國際貿(mào)易壁壘時(shí)，跨國直接投資能夠在相對(duì)最低限制的情況下發(fā)揮其對(duì)東道主國家的經(jīng)濟(jì)投資，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)商品貿(mào)易的替代，在該理論支持下，外商直接投資將對(duì)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生減損作用；二是日本學(xué)者小島清（1987）的相互補(bǔ)充理論，該理論認(rèn)為在要素可以自由流動(dòng)、生產(chǎn)函數(shù)不同的條件下，直接投資可以把本國處于劣勢(shì)的產(chǎn)業(yè)向外投資，擴(kuò)大兩國的比較成本差，從而創(chuàng)造更大規(guī)模的貿(mào)易條件，在該理論支持下，外商直接投資將對(duì)對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用。Pain&Wakelin（1998）對(duì)OECD國家的實(shí)證經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)FDI對(duì)OECD國家的出口存在替代效應(yīng)。Head&Ries（1998）利用日本跨國公司數(shù)據(jù)，分析得出水平發(fā)生投資的FDI對(duì)出口有替代效應(yīng)，而垂直方式投資的FDI對(duì)出口有創(chuàng)造效應(yīng)。

近些年，國內(nèi)學(xué)者從實(shí)證的角度對(duì)外商直接投資與我國進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行了研究。王少平和封福育（2006）考察了FDI對(duì)中國不同地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，結(jié)果表明FDI對(duì)中國不同地區(qū)的影響有顯著差異。對(duì)東部地區(qū)而言，F(xiàn)DI對(duì)出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，對(duì)進(jìn)口有顯著的替代效應(yīng)，而在中、西部地區(qū)其創(chuàng)造效應(yīng)不顯著，替代效應(yīng)也相對(duì)較弱。胡求光和黃平川（2009）分析了外商直接投資對(duì)浙江進(jìn)出口貿(mào)易的影響，研究表明，外商直接投資對(duì)浙江省進(jìn)出口貿(mào)易總額存在積極的拉動(dòng)效應(yīng)，通過提高加工貿(mào)易比重改變了浙江省的貿(mào)易方式結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了浙江外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力的提高。姚戰(zhàn)琪（2009）實(shí)證發(fā)現(xiàn)，雖然服務(wù)業(yè)外商直接投資流量和直接投資存量與服務(wù)貿(mào)易進(jìn)口和出口均呈正相關(guān)關(guān)系，但從長(zhǎng)期看，外商投資與服務(wù)貿(mào)易出口之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系不顯著。安虎森等（2011）使用全國28個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資與地區(qū)出口貿(mào)易之間關(guān)系不確定，外商直接投資流入與貿(mào)易自由化共同造成出口貿(mào)易地區(qū)間差異。王華和梁峰（2013）分析了江蘇省FDI與對(duì)外貿(mào)易量、對(duì)外貿(mào)易依存度的關(guān)系，結(jié)果顯示江蘇省實(shí)際利用外商投資對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易額、貿(mào)易依存度的增長(zhǎng)均有積極的促進(jìn)作用，并且入世后顯著大于入世前。舒燕和林龍新（2013）基于擴(kuò)展的引力模型，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易伙伴國對(duì)中國的直接投資在一定程度上促進(jìn)了服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展，F(xiàn)DI存量對(duì)于服務(wù)貿(mào)易的促進(jìn)作用大于FDI流量的促進(jìn)作用，投資對(duì)于服務(wù)的進(jìn)口引致效應(yīng)大于對(duì)服務(wù)的出口創(chuàng)造效應(yīng)。

由以上看出，目前針對(duì)中國外商直接投資對(duì)貿(mào)易是創(chuàng)造效應(yīng)還是替代效應(yīng)還沒有統(tǒng)一的結(jié)論。另一方面，目前的研究缺乏FDI對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在空間溢出效應(yīng)的考慮，較多的文獻(xiàn)（郭峰和胡軍，2013；陳海波和張悅，2014）分析表明外商直接投資存在空間溢出效應(yīng)，為此FDI是否存在對(duì)周邊地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，需要通過實(shí)證進(jìn)行檢驗(yàn)。不同于以往實(shí)證分析采用全國或省級(jí)層面數(shù)據(jù)，本文利用東部四省和中部五省共119個(gè)地級(jí)市進(jìn)行分析。

2.研究設(shè)計(jì)

2.1 研究樣本

以往對(duì)于外商直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的分析基本上基于全國時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)省域面板數(shù)據(jù)的分析的較少，本文認(rèn)為由于省份內(nèi)部地級(jí)市的貿(mào)易規(guī)模和外商直接投資規(guī)模差異非常大，因此如果采用省際面板數(shù)據(jù)會(huì)忽略掉地級(jí)市內(nèi)部差異。因此，本文選取地級(jí)市進(jìn)行分析。為比較東部發(fā)達(dá)地區(qū)和中部欠發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)于二者關(guān)系是否存在差別，本文最終選擇我國東部四?。ńK、浙江、福建、山東）和中部五?。ê幽?、湖北、湖南、江西、安徽）這9省共119個(gè)地級(jí)市作為研究對(duì)象，之所以選取這五個(gè)省份，主要考慮到兩個(gè)方面，一是東部省域和中部省域各自在地理上相鄰，二是東部省域內(nèi)部和中部省域內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度差異較小，能忽略掉組別因素。本文2005-2013年地級(jí)市的貿(mào)易額數(shù)據(jù)來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2004-2015年數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒，其余變量數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 模型的建立

根據(jù)本文的研究目的，并借鑒楊曉麗等（2013）的估計(jì)模型，本文設(shè)定空間計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)具體模型建立如下：

在三個(gè)模型中，inprotit表示各地區(qū)各時(shí)期的進(jìn)口貿(mào)易水平，exportit表示各地區(qū)各時(shí)期的出口貿(mào)易水平，strucit表示各地區(qū)各時(shí)期的出口與進(jìn)口貿(mào)易額之比，fdiit表示各地區(qū)各時(shí)期的外商直接投資規(guī)模，W為空間權(quán)重矩陣，W×fdiit表示相鄰地區(qū)外商直接投資對(duì)本地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。Xit為控制變量，選取可能影響地區(qū)貿(mào)易開放度的變量。

對(duì)于空間相關(guān)性的判斷，一般選用MoranI指數(shù)來判斷全局（全區(qū)域）相關(guān)性。MoranI指數(shù)計(jì)算公式為：

其中n為地區(qū)數(shù)量，yi為第i個(gè)地區(qū)的觀測(cè)值，為研究變量的平均值，S2為方差，Wij為空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣的選取有多種方法，如地理相鄰法、地理距離法、經(jīng)濟(jì)距離法。MoranI指數(shù)取值在-1至1之間，大于0表示經(jīng)濟(jì)指標(biāo)具有空間正相關(guān)性，小于0表示經(jīng)濟(jì)指標(biāo)具有空間負(fù)相關(guān)性，等于0表示空間不相關(guān)。對(duì)于MoranI指數(shù)，考慮到其近似服從正態(tài)分布，因此可以用Z統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)顯著性。對(duì)于空間權(quán)重矩陣，常見的有三種選取方法，一是地理上相鄰作為權(quán)重判別條件，如果兩個(gè)地區(qū)地理上相鄰，則權(quán)重為1，否則為0；二是以地理距離作為權(quán)重判別條件，如采用兩個(gè)?。ㄊ?huì)）或兩個(gè)市距離的倒數(shù)作為權(quán)重因子；三是以經(jīng)濟(jì)距離作為權(quán)重判別條件，如采用兩個(gè)地區(qū)的人均GDP差距的倒數(shù)作為權(quán)重因子?？紤]到本文的研究對(duì)象既與地區(qū)相鄰有關(guān)，又與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，因此本文分別采用地理相鄰法和經(jīng)濟(jì)距離法作為空間權(quán)重矩陣，其中經(jīng)濟(jì)距離法則采用兩個(gè)地區(qū)的人均GDP差距的倒數(shù)作為權(quán)重因子，計(jì)算公式為：

其中Wij表示權(quán)重值，yi表示i地區(qū)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值。

2.3 變量選取

1.因變量

目前在研究外商直接投資對(duì)貿(mào)易的影響關(guān)系中，大多數(shù)學(xué)者（胡求光等，2008；王華等，2013）均直接采用進(jìn)口、出口貿(mào)易額水平作為替代變量。直接用進(jìn)出口貿(mào)易額數(shù)據(jù)非常直觀，但是，考慮到本文采用的是城市面板數(shù)據(jù)，由于不同地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異性，因此單純用進(jìn)出口貿(mào)易額指標(biāo)不能消除這種經(jīng)濟(jì)總量下的差異性，此外，采用進(jìn)出口貿(mào)易額也不能反映出貿(mào)易結(jié)構(gòu)。為此，本文對(duì)于因變量選取相對(duì)量指標(biāo)，包括進(jìn)口對(duì)外開放度、出口對(duì)外開放度、出口與進(jìn)口的比值。

2.自變量

外商直接投資。對(duì)于政府官員來說，在吸引對(duì)外直接投資中，更加注重的是絕對(duì)量水平，而很少關(guān)注相對(duì)量水平。目前在研究各類經(jīng)濟(jì)變量與外商直接投資關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)中，大多數(shù)學(xué)者也采用外商直接投資絕對(duì)量進(jìn)行衡量，如鄧玉萍（2013）、鄧慧慧和桑百川（2015）。為此本文直接采用各地外商直接投資水平（按當(dāng)年平均匯率換算成人民幣）進(jìn)行衡量。

3.控制變量

對(duì)于控制變量，本文主要選取地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三個(gè)變量。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文用地區(qū)人均生產(chǎn)總值來表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，一般來說，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放度也往往更高，即對(duì)外開放度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平往往存在正相關(guān)關(guān)系。

技術(shù)進(jìn)步。地區(qū)整體技術(shù)進(jìn)步特別是工業(yè)技術(shù)進(jìn)步能提高本地區(qū)生產(chǎn)效率，從而能積極影響地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展。本文用地區(qū)單位用電量下的工業(yè)產(chǎn)值來表示地區(qū)技術(shù)進(jìn)步。單位用電量下的工業(yè)產(chǎn)值等于工業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)總用電量之比，指標(biāo)值越大，表明技術(shù)進(jìn)步越明顯。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)直接影響一個(gè)地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，從而影響該地區(qū)的貿(mào)易發(fā)展水平。從貨物進(jìn)出口角度看，工業(yè)比重越高，其貨物貿(mào)易對(duì)外開放度水平將越高，因此本文選取各城市第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。

各個(gè)變量定義和數(shù)據(jù)來源見表1。

表1 變量定義與數(shù)據(jù)來源

3.實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 空間自相關(guān)性判斷

在估計(jì)空間面板數(shù)據(jù)模型之前，需要先判斷變量是否存在空間相關(guān)性。表2顯示了部分年份的地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放度、貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及外商直接投資共四個(gè)變量的空間Moran I指數(shù)。由表中可見，在地理相鄰權(quán)重下，東部地級(jí)市四個(gè)變量2005-2015年的Moran I指數(shù)均在5%或1%概率水平下統(tǒng)計(jì)顯著為正，說明東部地區(qū)地級(jí)市的貿(mào)易開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)、外商直接投資均存在空間地理上的正相關(guān)性，貿(mào)易和FDI具有區(qū)域集聚特征，貿(mào)易開放度高的地區(qū)與貿(mào)易開放度高的地區(qū)相鄰。中部地級(jí)的Moran I指數(shù)則顯示進(jìn)口開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)兩個(gè)變量的Moran I指數(shù)基本上統(tǒng)計(jì)不顯著，而出口開放度和外商直接投資統(tǒng)計(jì)顯著為正，說明中部地區(qū)出口開放度具有地理空間正相關(guān)性，F(xiàn)DI同樣具有空間集聚特點(diǎn)，但進(jìn)口開放度的地理相關(guān)性并不明顯。

表2 主要變量的Moran I指數(shù)

3.2 地方政府競(jìng)爭(zhēng)、土地價(jià)格對(duì)外商直接投資的空間效應(yīng)

由上面的Moran I指數(shù)可以判斷出變量存在空間正相關(guān)性，應(yīng)考慮用空間回歸模型來判斷變量之間的關(guān)系。表3顯示了以地理相鄰為空間權(quán)重的空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果，由Hausman檢驗(yàn)得到除列（5）選擇隨機(jī)效應(yīng)外，其余5個(gè)方程模型均選擇面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)。其中列（1）-列（3）為東部地區(qū)外商直接投資對(duì)FDI的影響估計(jì)結(jié)果，列（4）-列（6）為中部地區(qū)外商直接投資對(duì)FDI的影響估計(jì)結(jié)果。從列（1）看到，lnfdi變量系數(shù)為-0.008，統(tǒng)計(jì)不顯著，說明外商直接投資并未影響東部地級(jí)市進(jìn)口開放度。三個(gè)控制變量中，只有第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重變量顯著為正，而人均地區(qū)生產(chǎn)總值和技術(shù)進(jìn)步變量統(tǒng)計(jì)不顯著，說明第二產(chǎn)業(yè)比重上升能促進(jìn)地區(qū)進(jìn)口貿(mào)易額，而地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)進(jìn)步并不影響進(jìn)口貿(mào)易水平?？臻g變量中，W1lnfdi變量系數(shù)為0.003，統(tǒng)計(jì)不顯著，說明相鄰地區(qū)外商直接投資并不影響本地區(qū)的進(jìn)口開放度。W1inport變量系數(shù)為0.265，在5%概率水平下統(tǒng)計(jì)顯著，說明進(jìn)口開放度具有地理集聚特點(diǎn)，進(jìn)口開放度高的地區(qū)與高的地區(qū)相鄰。列（2）是因變量為出口開放度的估計(jì)結(jié)果，此時(shí)lnfdi變量系數(shù)為-0.018，統(tǒng)計(jì)顯著，說明外商直接投資會(huì)降低東部地級(jí)市的出口開放度。三個(gè)控制變量中，人均地區(qū)生產(chǎn)總值變量系數(shù)顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高將會(huì)抑制出口額。技術(shù)進(jìn)步變量仍不顯著，第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重則顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展能促進(jìn)出口上升。W1lnfdi變量系數(shù)為0.017，統(tǒng)計(jì)不顯著，說明相鄰地區(qū)外商直接投資并不影響本地區(qū)的出口開放度。W1export變量系數(shù)顯著大于0，說明東部地級(jí)市出口開放度也有地理集聚特點(diǎn)，這和Moran I指數(shù)的結(jié)論是一致的。列（3）是因變量為貿(mào)易結(jié)構(gòu)（出口額與進(jìn)口額比值）的估計(jì)結(jié)果，此時(shí)lnfdi變量系數(shù)為-0.714，統(tǒng)計(jì)顯著，說明外商直接投資會(huì)顯著影響東部地級(jí)市的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，表現(xiàn)為出口額的貿(mào)易比重降低。三個(gè)控制變量的符號(hào)和顯著性與列（2）一致。W1lnfdi變量系數(shù)為0.441，但在10%概率下統(tǒng)計(jì)不顯著，W1struc變量系數(shù)顯著大于0，說明地理相鄰的地級(jí)市貿(mào)易結(jié)構(gòu)有趨同特征，相鄰地區(qū)外商直接投資并不影響本地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)水平。

從列（4）看到，lnfdi變量系數(shù)為0.008，統(tǒng)計(jì)不顯著，說明外商直接投資并未影響中部地級(jí)市進(jìn)口開放度。三個(gè)控制變量中，人均地區(qū)生產(chǎn)總值顯著為小于0，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重顯著大于0，說明中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平升高將抑制進(jìn)口，但第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展會(huì)促進(jìn)進(jìn)口。技術(shù)進(jìn)步則與進(jìn)口額不存在顯著影響關(guān)系?？臻g變量中，W1lnfdi變量系數(shù)為0.001，統(tǒng)計(jì)不顯著。W1inport變量系數(shù)也不顯著，說明相鄰地區(qū)外商直接投資并不影響本地區(qū)進(jìn)口水平，同時(shí)中部地區(qū)進(jìn)口開放度并不存在地理集聚特點(diǎn)。列（2）下lnfdi變量系數(shù)為0.010，統(tǒng)計(jì)顯著，說明外商直接投資會(huì)提高中部地級(jí)市的出口開放度。三個(gè)控制變量中，技術(shù)進(jìn)步和第二產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)比重變量顯著為正，說明技術(shù)進(jìn)步和工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展都能積極促進(jìn)地區(qū)出口水平。W1lnfdi變量系數(shù)為-0.009，統(tǒng)計(jì)顯著，說明相鄰地區(qū)外商直接投資會(huì)降低本地區(qū)的出口開放度。W1export變量系數(shù)顯著大于0，說明中部地級(jí)市出口開放度有地理集聚特點(diǎn)，這和Moran I指數(shù)的結(jié)論相同。列（3）下lnfdi變量系數(shù)為0.835，統(tǒng)計(jì)顯著，說明外商直接投資會(huì)顯著影響中部地級(jí)市的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，表現(xiàn)為出口額的貿(mào)易比重上升。三個(gè)控制變量的符號(hào)和顯著性與列（2）一致。W1lnfdi變量系數(shù)為-5.835，在10%概率下顯著，結(jié)論與列（2）相同，說明相鄰地區(qū)外商直接投資會(huì)負(fù)向影響本地區(qū)出口額。W1struc變量系數(shù)不顯著，說明中部地區(qū)地理相鄰的城市出口額有相同趨勢(shì)，但進(jìn)口額不存在相同趨勢(shì)。

表3 地方政府競(jìng)爭(zhēng)、土地價(jià)格對(duì)外商直接投資的空間效應(yīng)

以上結(jié)果表明，東部地區(qū)外商直接投資對(duì)地區(qū)貿(mào)易出口存在替代效應(yīng)，而中部地區(qū)外商直接投資對(duì)貿(mào)易出口存在補(bǔ)充效應(yīng)，但兩個(gè)地區(qū)外商直接投資對(duì)貿(mào)易進(jìn)口均不存在顯著影響。外商直接投資對(duì)貿(mào)易的空間效應(yīng)只存在中部地區(qū)，且只影響出口額，而不影響進(jìn)口額。

3.3 穩(wěn)健性分析

表4顯示了以經(jīng)濟(jì)距離相鄰作為空間權(quán)重下時(shí)的模型估計(jì)結(jié)果。列（1）-列（3）的結(jié)果顯示外商直接投資對(duì)東部地級(jí)市進(jìn)口開放度影響不顯著，但對(duì)出口開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在顯著負(fù)影響。W2lnfdi變量系數(shù)均統(tǒng)計(jì)不顯著，說明外商直接投資并不會(huì)影響經(jīng)濟(jì)距離相近地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易。列（4）-列（6）下，外商直接投資對(duì)中部地區(qū)進(jìn)口開放度影響不顯著，但對(duì)出口開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在顯著正影響。W2lnfdi變量系數(shù)在列（5）、列（6）統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)距離相近地區(qū)外商直接投資規(guī)模增加會(huì)抑制本地區(qū)的貿(mào)易出口額，進(jìn)而影響本地區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。其他變量系數(shù)和符號(hào)與表3相同。由表4結(jié)果看出，在外商直接投資對(duì)地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的空間效應(yīng)上，使用地區(qū)地理相鄰空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)距離相近空間權(quán)重所得到的結(jié)果是一致的，說明表3的結(jié)果是穩(wěn)健的。

由以上分析得出外商直接投資對(duì)東部地區(qū)貿(mào)易的影響和對(duì)中部地區(qū)貿(mào)易的影響存在顯著差異，本文認(rèn)為這主要源于兩個(gè)地區(qū)外商直接投資的性質(zhì)不同。東部地區(qū)已經(jīng)從過去的代加工階段過渡到通過引進(jìn)外資企業(yè)來對(duì)本地區(qū)技術(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行升級(jí)的階段。在這一階段的東部地區(qū)，外商企業(yè)在本地區(qū)的產(chǎn)品差異與本國差異較小，為節(jié)約運(yùn)輸成本和爭(zhēng)取市場(chǎng)份額，更多外商投資企業(yè)傾向于直接在華銷售，因此降低了這一地區(qū)出口開放度水平。相反，在中部地區(qū)，外商直接投資更多的仍然處于代加工階段，外資企業(yè)在該地區(qū)生產(chǎn)半成品，然后出口到本國進(jìn)行標(biāo)簽等后續(xù)加工，因此外商直接投資規(guī)模越大，中部地區(qū)出口開放度越高。對(duì)于外商直接投資對(duì)進(jìn)口不存在顯著影響，本文認(rèn)為外商直接投資促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民收入上升，促進(jìn)了居民向國外購買商品的動(dòng)力，另一方面外商直接投資企業(yè)直接在當(dāng)?shù)劁N售產(chǎn)成品，則又會(huì)抑制居民進(jìn)口，因此在兩方面綜合效應(yīng)下，外商直接投資與地區(qū)進(jìn)口規(guī)模的關(guān)系表現(xiàn)為不明顯。

表4 不同空間權(quán)重的穩(wěn)健性分析

4.結(jié)論

外商直接投資和商品貿(mào)易作為地區(qū)對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放的兩個(gè)方面，其內(nèi)部關(guān)系機(jī)制如何迄今為止仍然沒有統(tǒng)一的結(jié)論，部分學(xué)者的研究結(jié)論支持了Mundell的相互替代效應(yīng)，部分學(xué)者的結(jié)論支持小島清的相互補(bǔ)充效應(yīng)。本文選取2005-2015年我國東部四省和中部五省共119個(gè)地級(jí)市數(shù)據(jù)，考慮了存在外商直接投資的空間溢出效應(yīng)，分析了外商直接投資對(duì)貿(mào)易開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對(duì)東部地區(qū)出口開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在抑制作用，但對(duì)進(jìn)出口開放度沒有顯著影響，且不存在空間溢出效應(yīng)；外商直接投資對(duì)中部地區(qū)出口開放度和貿(mào)易結(jié)構(gòu)存在促進(jìn)作用，相鄰地區(qū)外商直接投資對(duì)出口開放度則有負(fù)面影響，但外商直接投資對(duì)進(jìn)出口開放度同樣沒有顯著影響。

外商直接投資和地區(qū)商品貿(mào)易是對(duì)外經(jīng)濟(jì)的兩個(gè)方面，兩個(gè)系統(tǒng)是否存在內(nèi)生機(jī)制影響存在諸多可能性因素。本文認(rèn)為不能分析二者的趨勢(shì)和結(jié)構(gòu)變動(dòng)，對(duì)判斷二者關(guān)系更具有實(shí)際意義。一方面，目前很多地方對(duì)外商直接投資持非常歡迎的態(tài)度，這源于外商直接投資能促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，帶來技術(shù)、資本溢出效應(yīng)，但是在引資過程中對(duì)外商直接投資不管是優(yōu)是劣，往往是“一統(tǒng)收”處理，使得外商直接投資過程也帶來了諸多負(fù)面問題；另一方面，對(duì)于貿(mào)易額的暫時(shí)性波動(dòng)過分擔(dān)心，兩國貿(mào)易水平不僅受到兩國經(jīng)濟(jì)、居民收入、匯率等素影響，也取決于兩國的政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，因此貿(mào)易規(guī)模變動(dòng)有其內(nèi)生性，識(shí)別貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化能有助于認(rèn)識(shí)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的調(diào)整，也能很深刻認(rèn)識(shí)外商直接投資與貿(mào)易水平的關(guān)系。