FDI与我国出口贸易关系的实证探讨

中南财经政法大学课程论文课程名称： 中级计量经济学 题目名称： FDI 与我国出口贸易关系的实证研究 姓 名： 侯莉敏 学 号： 11104051032 学 院： 金融学院 专业年级： 2011 级投资学硕士研究生 二 0一一年十二月二十六日FDI 与我国出口贸易关系的实证研究摘 要：近年来，随着我国吸收利用外国直接投资的规模不断扩大，外商直接投资对我国国民经济发展的影响日益增强，对我国出口的影响也日趋增大。外商直接投资是否促进了我国出口贸易的增长，从而带动我国的经济增长；外商直接投资与我国出口贸易之间是否存在一种长期的稳定均衡关系，在提升我国出口商品结构上是否有积极作用。本文通过实证分析阐述这些问题，并提出了相应的政策建议，以期为我国外资政策的制定提供参考意见。关键词：FDI；出口贸易；关系；实证研究一、问题的提出外商直接投资（FDI）与出口贸易是国际分工的两种基本形式，能够反映一国与他国之间的国际经济关系。随着我国吸收利用外国直接投资的规模不断扩大，外商直接投资对我国国民经济发展的影响日益增强，对我国出口的影响也越来越大。FDI 由 1986 年的 18.74 亿美元增长到 2009 年的 918.04 亿美元，相应的，外贸出口总额由 1986 年的 309.42 亿美元增加到 2009 年的 12016.12 亿美元，增加了 38 倍多。我国的净 FDI 占世界总量的比重也在不断的提高，从 1980 年的零变为 1995 年的 40.27%；2002 年外资流入超过 500 亿美元；到2005 年中国累计实际吸引外资已经超过 6000 亿美元，成为我国技术密集、知识密集、出口密集行业的主要资产。改革开放以来，我国的政策一直是鼓励外商直接投资，因为这不仅是改善国际收支的有效方式，而且还可以同时从国外引进先进的制造和管理技术，可以增加外汇收入，提高劳动生产率，以及利用外国投资者所拥有的国际营销网络顺利地进入国际市场。那么，外商直接投资是否促进了我国出口贸易的增长，从而带动我国经济增长？外商直接投资与我国出口贸易之间是否存在一种长期的稳定均衡的关系？在提升我国出口商品结构上是否有积极的作用？本文通过实证分析阐述这些问题，为我国的外资政策提供积极的意见。我国加入 WTO 后，进入我国的外资可望有新的突破，就外商直接投资对出口贸易的影响进行分析，无疑具有较强的现实意义，可以为我国未来的外资政策的制定提供参考。二、理论综述前人文献中对 FDI 和东道国出口关系的研究较具代表性的有 Mundell 的相互替代理论、小岛清(Kiyoshi Kojima)的互补理论、Markuson 和 Svensson 的互补理论，以及 Bhagwati 和 Dinopou-los 的补偿投资理论。总结起来他们认为FDI 对东道国出口贸易的促进作用包括两个方面：一是直接效应，即通过外商投资企业自身的出口来带动东道国的出口；另一个是间接效应，即 FDI 通过对当地企业的影响促进其出口。对 FDI 和出口商品结构关系进行研究的主要有弗农的产品生命周期理论，弗农认为外国直接投资进入东道国，在东道国设立生产企业，会为东道国带来资本，增加东道国的资本积累，进而影响到出口商品结构。Dooleyetal（1994）发现，一国资本流入中 FDI 所占比重越高，该国资本流动的波动性就越大，从而使得根据生产要素配置实现资本效率水平的提高，进而改善一国的产品结果。而国内学者向铁梅分别从总体趋势和分阶段情况对我国出口贸易和外国直接投资的关系进行了实证分析，发现总体上呈相互促进的互补关系。江小娟在对FDI 企业对我国出口增长的贡献及其原因进行分析后得出：FDI 企业对扩大我国出口规模和提升我国出口商品结构做出了突出的贡献。马剑飞、朱红磊、许罗丹运用跨部门的截面分析对我国 1999 年和 2000 年的相关数据进行了处理和加权回归，结果显示，产品的多样化与产业内贸易正相关，规模经济因素对我国产业内贸易没有显著影响，而我国吸引的外资对于产业内贸易的发展具有一定的负效应。龚艳平（2005）结合相关数据对外直接投资和出口相关结构性指标进行相关分析。张守森（2005）认为 FDI 影响出口竞争力具有多样性特征，与我国出口贸易政策以及政策变迁存在显著的正相关性。三、模型设定本文研究外商直接投资与我国出口贸易的关系，变量选取如下：EX出口贸易总额（亿美元） ；EXC初级产品出口额（亿美元） ；EXG工业制成品出口额（亿美元） ；FDI实际利用的外商直接投资额（亿美元） 。在考虑外商直接投资变量与出口贸易变量的基础之上，注意到汇率变化对出口贸易的影响，因而引入人民币对美元的平均汇价 ER（元/美元） 。模型设定如下：(3.1)i321ERFDIEX(3.2) iC(3.3)i321IG四、数据收集本文获取了我国 19892009 年共 21 年的数据，如表 4.1 所示。表 4.1 我国 19892009 年 FDI、EX 、EXC、EXG 及 ER 数据表年份 FDI(单位：亿美元)EX（单位：亿美元)EXC(单位：亿美元)EXG(单位：亿美元)ER(单位：元/美元1989 33.93 525.4 150.78 374.6 3.76511990 34.87 620.9 158.86 462.05 4.78321991 43.66 719.1 161.45 556.98 5.32331992 110.07 849.4 170.04 679.36 5.51461993 275.15 917.4 166.66 750.78 5.7621994 337.67 1210.1 197.08 1012.98 8.62871995 375.21 1487.8 214.85 1272.95 8.3511996 417.26 1510.5 219.25 1291.23 8.31421997 452.57 1827.9 239.53 1588.39 8.28981998 454.63 1837.1 204.89 1632.2 8.27911999 403.19 1949.3 199.41 1749.9 8.27832000 407.15 2492 254.6 2237.43 8.27842001 468.78 2661 263.4 2397.6 8.2772002 527.43 3256 285.4 2970.6 8.2772003 535.05 4382.28 348.1 4034.2 8.2772004 606.3 5933.2 405.5 5527.7 8.27682005 603.25 7619.5 490.4 7129.2 8.19172006 630.21 9689.36 529.19 9160.17 7.97182007 747.68 12177.76 615.09 11562.67 7.6042008 923.95 14306.93 779.57 13527.36 6.94512009 918.04 12016.12 631.12 11384.83 6.831数据来源：中华人民共和国统计局中国统计年鉴 （2010）对外经济贸易/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm 注：FDI实际利用外商投资额；EX出口总额；EXC初级产品出口总额；EXG 工业制成品出口总额；ER人民币对美元年平均汇价五、模型的估计与调整（一）变量的平稳性检验1、单位根检验本文采用 ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。在变量的选择过程中，在考虑外商直接投资变量与出口贸易变量的基础之上，注意到汇率变化对出口贸易的影响，因而引入人民币对美元的平均汇价。通过对各变量进行 ADF 检验，得到各变量的 ADF 单位根检验结果如下：（1）EX ：表 5.1 EX 序列的 ADF 检验结果（2）EXC：表 5.2 EXC 序列的 ADF 检验结果（3）EXG ：表 5.3 EXG 序列的 ADF 检验结果（4）FDI：表 5.4 FDI 序列的 ADF 检验结果（5）ER： 表 5.5 ER 序列的 ADF 检验结果由上述检验结果可知，变量 EX、EXC、EXG、FDI、ER 的水平序列都是平稳的，即都是一阶单整序列（I（1） ） 。 2、协整检验（1）对于方程（3.1）：LS EX C FDI ER；GENR：ET=RESID得到如下回归结果：表 5.6 方程（3.1）回归结果（2）对于方程（ 3.2）： LS EXC C FDI ER；GENR：UT=RESID得到如下回归结果：表5.7 方程（3.2）回归结果（3）对于方程（ 3.3）： LS EXG C FDI ER；GENR：VT=RESID得到如下回归结果：表 5.8 方程（3.3）回归结果从检验结果看，在 1%、5%、10%三个显著性水平下，方程（3.1） （3.2）（3.3）的 t 统计量值分别为-3.948076、-3.464844，-3.429291，分别小于各种显著性水平下的临界值，从而拒绝原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。变量 EX 与 FDI、ER；EXC 与 FDI、ER；EXG 与 FDI、ER 均存在协整关系，三个方程各自的变量之间存在长期均衡关系。（二）估计参数根据数据建立多元线性回归方程，用 OLS 估计模型中的未知参数，得到样本回归方程。（1）对 进行回归估计，结果如表 5.9 所示：i321ERFDIEX表 5.9 方程（3.1）的回归结果根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为：EX= 5687.049+19.23908FDI-1364.804ER+ is= (1689.129) (1.490549） (264.3378)t= (3.366853) (12.90738) (-5.163105) DW=1.116431 F=86.57419 S.E=1406.542905832.2R（2）对 进行回归估计，结果如表 5.10 所示：i31ERFDIEXC表 5.10 方程（3.2）的回归结果根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为：EXC=347.9885+0.811246FDI-52.99009ER+ is= (70.52692) (0.062236) (11.03701)t= (4.934123) (13.03510) (-4.801128)DW=1.311251 F=89.71344 S.E=58.7279590827.2R（3）对 进行回归估计，结果如表5.11所示： i31ERFDIEXG表5.11 方程（3.3）的回归结果 根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为：EXG=5338.780+18.42789FDI-1311.784ER+ is= (1622.348) (1.431619) (253.8870)t= (3.290773) (12.87207) (-5.166800)DW=1.113187 F=86.04630 S.E=1350.9349053.2R（三）模型检验1、经济意义检验从方程（3.1） （3.2） （3.3）的回归结果来看，外商直接投资、汇率的变化对我国出口均产生积极的影响，汇率贬值确实起到了促进出口长期增长的作用，再看方程(3.2)、 （3.3）中外商直接投资(FDI)变量前的系数，方程(3.2)中为0.811246，方程(3.3) 中为 18.42789，这说明外商直接投资增加 1 亿美元，初级产品出口(EXC) 将增长 0.811246 亿美元，而工业制成品出口(EXG)将增长18.42789 亿美元，表明外商直接投资对工业制成品出口的促进作用要显著大于对初级产品出口的促进作用，这说明外商直接投资对我国出口的促进作用主要是通过促进工业制成品出口而实现的，也反映了改革开放以来外商直接投资主要集中于我国工业制成品制造业，从而也说明了外商直接投资在改善我国出口商品结构上发挥了积极的作用。2、统计推断检验（1）拟合优度检验从方程（3.1） 、 （3.2） 、 （3.3）的回归结果来看，可决系数 分别等于：0.905832、0.908827、0.905309，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量