外商直接投资对我国出口贸易影响的回归分析(共12页)_第1页
外商直接投资对我国出口贸易影响的回归分析(共12页)_第2页
外商直接投资对我国出口贸易影响的回归分析(共12页)_第3页
外商直接投资对我国出口贸易影响的回归分析(共12页)_第4页
外商直接投资对我国出口贸易影响的回归分析(共12页)_第5页
已阅读5页,还剩8页未读 继续免费阅读

下载本文档

版权说明:本文档由用户提供并上传,收益归属内容提供方,若内容存在侵权,请进行举报或认领

文档简介

1、 MACROBUTTON MTEditEquationSection2 Equation Chapter 1 Section 1 SEQ MTEqn r h * MERGEFORMAT SEQ MTSec r 1 h * MERGEFORMAT SEQ MTChap r 1 h * MERGEFORMAT 外商(wishng)直接投资对我国出口贸易影响(yngxing)的回归(hugu)分析 基于世界银行世界发展指标(wdi)数据内容摘要:改革开放以来, 外商直接投资对我国出口贸易产生极大的影响, 促进了我国出口贸易量的飞速增长。根据直接投资与贸易关系理论, 二者之间主要存在着替代效应和互补效

2、应两个方面。本文基于世界银行1982-2007世界发展指标(wdi)数据利用OLS多元回归模型从直接投资与贸易关系理论出发, 探讨了改革开放以来外商直接投资对我国出口贸易的促进作用和不利影响, 并提出相应的政策建议。关键词: 外商直接投资 出口贸易 OLS多元回归模型 一、研究背景和文献综述招商引资,即吸引外商直接投资(FDI),是我国深化对外开放和加快市场经济建设的重要组成部分, 也是我国顺应全球化和积极参与国际分工体系的必要举措。2005 年, 我国成为世界上第三大FDI流入国,仅次于美国和英国。1983 年我国实际利用外资6.36亿美元, 到2006 年底, 我国利用外资额翻数倍达到78

3、0.95亿美元。外商直接投资成为促进我国经济增长的重要力量, 同时令人瞩目的是我国的出口贸易飞速发展。1983年我国出口额仅为248.05亿美元, 而2006 年我国外贸进出口总额已达10616.89亿美元, 23 年左右的时间贸易额增长40 多倍。同样高速增长的外商直接投资和我国的出口贸易二者之间是否有着千丝万缕的联系呢? 这种联系又是一种怎样的联系呢? 笔者着重从外商直接投资与我国的出口贸易增长方面展开分析。关于直接投资和国际贸易的关系问题的理论研究大致为以下3类:1.贸易替代理论蒙代尔( Robert A. Mundell, 1957) 最先提出外商直接投资与国际贸易之间存在着替代关系。

4、他的分析以赫克歇尔- 俄林模型为理论基础, 采用比较静态的分析方法, 指出当一种商品可以通过贸易或投资的方式进入东道国市场, 一定的贸易障碍会引起资本的国际流动或直接投资, 此时投资对贸易就有着替代的作用。这样会减少母国与东道国之间的贸易量。尤其当两个国家间资源禀赋技术水平都十分接近时, 这种替代效应就会十分明显。2. 贸易互补(h b)理论贸易互补理论(lln)的代表人物是日本一桥大学小岛清( K. Kojima) 教授(jioshu)。20 世纪70 年代小岛清提出国际直接投资和贸易之间存在互补的效应。他的理论从比较优势出发, 以日本的对外投资模式为研究对象。指出国际直接投资不单是资本的流

5、动, 而且还包括资本、技术、管理技能经验等在内的综合流入。当投资流入不是由于贸易壁垒引起的而是遵循着比较优势流入东道国出口部门时,就会促进东道国生产技术的提高, 扩大两国之间的贸易量, 从而投资与贸易之间是一种互补的关系。3.投资动机分类论美国经济学家帕特瑞根据投资动机的不同将国际直接投资分为三类, 并认为不同的投资动机对贸易量的影响是不同的。帕特瑞认为FDI 根据投资动机可分为:(1)市场导向型(Market- Oriented FDI) : 为了绕过东道国的贸易壁垒或者为了占领当地市场对东道国进行的直接投资, 适应当地文化、风俗习惯的要求, 以实现在当地生产、当地销售。(2)生产导向型直接

6、投资( Production- oriented FDI) : 出于降低生产成本的考虑, 通过在那些拥有一种或多种廉价生产要素, 特别是劳动力和土地这些国际流动性比较差的生产要素的国家进行的直接投资。(3)贸易促进型直接投资(Trade- facilitating FDI) : 贸易促进型是出于更好地配合母公司或者合作伙伴的出口贸易活动, 提供各种服务而进行的直接投资。研究表明, 这三种形式的直接投资中, 只有市场导向型直接投资容易成为贸易的替代。4.已有研究(ynji)王洪亮、徐霞(2003)研究日本(r bn)对华贸易与直接投资的关系, 发现日本对华直接投资和中日(zhn r)贸易间存在长

7、期的互补关系。冼国明等(2003)依据中国改革开放以来的数据, 分析得出FDI与中国出口之间存在长期的均衡关系。钱曾玉、赵曙东(2003)在外商投资企业密集的苏南地区的调查显示, 有实力的外国跨国公司投资是市场导向型的FDI。他们在各自的领域具有垄断性, 投资动机主要是保持和扩展在中国的市场份额。二、OLS多元回归模型定量分析1.变量选择及数据说明模型的数据源自世界银行世界发展指标(wdi)数据库。模型选择年出口额作为被解释变量,用ex(即exports)表示。如图1所示1982-2007我国出口量逐年增长,且增长速度越来越快。0.0E+004.0E+128.0E+121.2E+131.6E+

8、132.0E+1382848688909294969800020406EXPORTS图1 出口额序列(xli)(1982-2007)模型(mxng)选择如下2个年度指标作为解释(jish)变量:(1)外商直接投资(Foreign direct investment, net inflows),用FDIIN(为了区分我国对外直接投资Foreign direct investment, net outflows故在FDI后加IN)表示,如图2所示1982-2007外商直接投资在波动中逐年上升且上升速度也越来越快;(2)国内生产总值,即GDP,如图3所示,1982-2007我国GDP逐年增长且增速越

9、来越快。0.0E+004.0E+118.0E+111.2E+121.6E+122.0E+1282848688909294969800020406FDIIN图2 外商直接(zhji)投资序列(xli)(1982-2007)0E+001E+112E+113E+114E+115E+1182848688909294969800020406GDP图3 国内生产总值(GDP)序列(xli)(1982-2007)为了数据的平稳性,对以上三个变量分别取自然对数值,然后利用SPSS分别作年出口额指标(lnex)和外商直接投资指标(lnFDIIN)及国内生产总值指标(lnGDP)的散点图,如下:图4年出口额指标(

10、zhbio)(lnex)和外商直接(zhji)投资指标(lnFDIIN)散点图图5年出口额指标(zhbio)(lnex)和国内生产总值指标(lnGDP)散点图从散点图可以(ky)看出出口额指标(lnex)和外商直接投资(tu z)指标(lnFDIIN)及国内生产总值指标(zhbio)(lnGDP)大体呈现为线性关系。2. 建立OLS多元回归模型基于散点图的直观分析,运用OLS方法建立年出口额对外商直接投资与GDP的回归模型。且为了估计外商直接投资和GDP对年出口额的弹性系数,模型中所有变量都取其自然对数值。 MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MT

11、Eqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTSec c * Arabic * MERGEFORMAT 1. SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 1)2.1 运算与结果SPSS 18(即PASW Statistics 18)估计结果为:模型汇总模型RR 方调整 R 方标准 估计的误差更改统计量R 方更改F 更改df1df2Sig. F 更改1.988a.976.974.1342301.976472.562223.000a. 预测变量: (常量), lngdp, lnfdiin。系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B 的 95.0% 置信区间相关性

12、B标准 误差试用版下限上限零阶偏部分1(常量)6.262.8677.227.0004.4708.055lnfdiin.702.0631.00611.206.000.572.831.988.919.360lngdp-.009.044-.019-.211.835-.101.082.920-.044-.007a. 因变量: lnex故样本回归方程为: MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTSec c * Arabic * MERGEFORMAT 1. SEQ MTEqn c * Arabic *

13、MERGEFORMAT 2)=0.976 T=262.2 检验(jinyn)与修正=0.976,调整(tiozhng)后的决定系数为0.974,说明(shumng)出口额中的变异性能被估计的回归方程解释的部分为97.4%,估计的回归方程较好地拟合了样本观测值。F检验:给定显著水平0.05,查表得F 0.05 ( k , n-k-1 ) =F 0.05 ( 2 , 23 ) = 3.42,F=472.5623.42,因而方程整体是显著的,即我国年出口额与外商直接投资、GDP之间有显著的线性关系。t检验:查表得t 0.05/2 ( n-k-1 )=t 0.025 (23 ) =2.07,且各系数,

14、除了lngdp对应的P值都小于0.05,因而各回归系数均显著不为零,模型中应该存在常数项,外商直接投资对出口额有显著影响。如果能加大样本量,并适当调整显著水平,GDP对出口额也有一定的影响。2.3模型与实际的贴合度查阅世界银行数据库得到2008年我国GDP为4.52183E+12,外商直接投资为1.71535E+11,利用回归方程预测2008年lnex= 26.48527,即出口额3.17985E+11,2008年我国实际出口额1.58E+14,预测结果较贴合现实。三、结论与建议1. 结论通过对我国时间跨度为1982-2007出口额数据及其影响因素的实证分析,得出以下结论:(1)外商(wish

15、ng)直接投资促进我国贸易总量的增加,外商(wishng)直接投资(tu z)在我国主要以“绿地投资”为主, 大部分企业以生产导向型为主, 存在明显的“两头在外”的模式。(2)经济总量对出口也有一定影响。(3)除外商直接投资和经济总量之外的影响我国出口额的其他因素也不容忽视,主要是国际经济形势、美元汇率等影响我国国际贸易环境的外部因素。2. 建议(1)对不同导向的外商直接投资给予不同的政策优惠。对于可以促进我国出口贸易发展的生产导向型的外商直接投资应给予政策上的优惠, 促进其发展; 而鉴于市场导向型的外商直接投资以抢占我国市场、扩大在我国国内的销售为动机, 则应予其与我国同类企业的同等待遇,

16、实现内外资的公平发展。(2)提高我国企业的综合素质, 扩大技术溢出效应和示范效应在我国的影响力。事实证明, 当两国的技术水平越是相近时, 技术溢出和示范效应的作用就越明显。因此要提高我国企业自身的素质, 使前后相联系的链条更加紧密才能使我国的民族工业充分享受到技术溢出的好处,提高外商直接投资对于我国促进出口的效率。(3)既要坚定不移地深化改革开放,鼓励外商直接投资的流入,又要加强国家的宏观调控, 给外资投资方向以正确的引导, 还要积极转变经济发展方式,保持经济总量持续稳步增长,使我国贸易和经济的发展登上一个新的台阶。参考文献1 许罗丹(lu dn), 谭卫红. 对外直接投资理论(lln)综述J

17、 . 世界(shji)经济, 2004, ( 1) .2 日 小岛清. 对外贸易论M . 周宝廉 译. 南开大学出版社, 1987. 3Mundell RA. International Trade and Factor Mobility J. American Economic Review, June, pp.321- 335, 1957. 4冼国明, 严兵. 中国出口与外商在华直接投资- 1983- 2000年数据的计量研究J.南开经济研究, 2003, ( 01) . 5华民. 国际经济学M . 复旦大学出版社, 2000.6世界银行官网 HYPERLINK / /附录1 原始数据ye

18、argdp(US$)exportsfdiin19822.03183E+112.49057E+124300000000019832.28456E+112.48045E+126360000000019842.57432E+112.90388E+121.258E+1119853.06667E+113.04894E+121.659E+1119862.97832E+113.49525E+121.875E+1119872.70372E+114.38682E+122.314E+1119883.09523E+115.23727E+123.194E+1119893.43974E+115.71532E+123.3

19、93E+1119903.56937E+116.79705E+123.487E+1119913.79469E+117.89088E+124.366E+1119924.22661E+119.41981E+121.1156E+1219934.40501E+111.02643E+132.7515E+1219945.59225E+111.37378E+133.3787E+1219957.28007E+111.67974E+133.58492E+1219968.56085E+111.71678E+134.018E+1219979.52653E+112.07239E+134.4237E+1219981.01

20、946E+122.07425E+134.3751E+1219991.08328E+122.20964E+133.8753E+1220001.19848E+122.79561E+133.83993E+1220011.3248E+122.99409E+134.4241E+1220021.45383E+123.65395E+134.9308E+1220031.64096E+124.85003E+134.70767E+1220041.93164E+126.55827E+135.49365E+1220052.23591E+128.36888E+137.91267E+1220062.65788E+121.

21、06168E+147.80947E+1220073.15566E+121.34221E+141.38413E+132 lnex和lnFDIIN散点图SPSS 18程序(chngx)* 图表构建(u jin)程序.GGRAPH /GRAPHDATASET NAME=graphdataset VARIABLES=lnfdiin lnex MISSING=LISTWISE REPORTMISSING=NO /GRAPHSPEC SOURCE=INLINE.BEGIN GPL SOURCE: s=userSource(id(graphdataset) DATA: lnfdiin=col(source(s), name(lnfdiin) DATA: lnex=col(source(s), name(lnex) GUIDE: axis(dim(1), label(lnfdiin) GUIDE: axis(dim(2), label(lnex) ELEMENT: p

温馨提示

  • 1. 本站所有资源如无特殊说明,都需要本地电脑安装OFFICE2007和PDF阅读器。图纸软件为CAD,CAXA,PROE,UG,SolidWorks等.压缩文件请下载最新的WinRAR软件解压。
  • 2. 本站的文档不包含任何第三方提供的附件图纸等,如果需要附件,请联系上传者。文件的所有权益归上传用户所有。
  • 3. 本站RAR压缩包中若带图纸,网页内容里面会有图纸预览,若没有图纸预览就没有图纸。
  • 4. 未经权益所有人同意不得将文件中的内容挪作商业或盈利用途。
  • 5. 人人文库网仅提供信息存储空间,仅对用户上传内容的表现方式做保护处理,对用户上传分享的文档内容本身不做任何修改或编辑,并不能对任何下载内容负责。
  • 6. 下载文件中如有侵权或不适当内容,请与我们联系,我们立即纠正。
  • 7. 本站不保证下载资源的准确性、安全性和完整性, 同时也不承担用户因使用这些下载资源对自己和他人造成任何形式的伤害或损失。

评论

0/150

提交评论