FDI對浙江出口總量影響實證分析

□文/龐 聽 戴瑞姣

一、引言

關于FDI與貿易關系的理論研究主要以蒙代爾的替代關系和小島清的互補關系為主。蒙代爾認為，一種商品可以通過貿易或投資方式進入一國市場，選擇了投資，便會替代貿易，尤其是在兩國生產函數相同或類似的情況下；小島清則認為，FDI可以在投資國與東道國之間創造新的貿易機會，使貿易在更大規模上進行。近幾年來，國內學者關于FDI與進出口貿易的關系做了大量的實證研究。劉恩專、楊迤通過相關分析和回歸分析認為外商直接投資對我國進出口貿易有著重要的促進作用。許和連、賴明勇利用協整分析技術和誤差修正模型進行分析后發現，外商直接投資對我國出口貿易產生了積極的促進作用。李琴研究表明，FDI流入與我國進、出口之間存有長期穩定的正相關關系。封福育、王少平通過FDI與我國進出口之間的實證研究，發現FDI與我國出口貿易之間存在著一種長期、穩定的均衡關系。胡求光、黃平川的研究表明，外商直接投資對浙江進出口貿易總額存在積極的拉動效應。從已有的文獻來看，這些研究大部分是從國家層面來研究FDI對出口貿易的影響。而對于浙江這樣一個出口大省來說，研究FDI對出口總量的影響，具有十分重要的意義。

改革開放初期，浙江利用外資的規模很小，進入20世紀九十年代，浙江成為外商投資的熱點地區。截至2008年底，浙江已累計批準外商直接投資項目44，035個，投資總額2，571.47億美元，合同外資1，362.26億美元，實際外資660.53億美元。在外資流入不斷增長的同時，浙江出口總量從1986年的12.93億美元上升到2008 年 的 1，542.67億美元，年平均增長速度遠遠高于全國。那么，FDI與出口總量之間是否存在一種長期穩定的關系呢？FDI的增長是否對浙江出口總量的增長有所貢獻呢？

二、外商投資企業對浙江出口總量的貢獻

外商投資企業作為FDI流入的典型代表，其對浙江出口總量的貢獻可以折射出FDI對浙江出口總量的影響。本文將通過以下兩個指標來衡量外商投資企業對浙江出口總量的貢獻。

（一）外商投資企業出口額占浙江出口總額的比重。20世紀九十年代以來，浙江出口總額的大幅度增長，在很大程度上得益于外商投資企業出口的快速增長，主要體現為外商投資企業的出口額在浙江出口總額中的比重大幅度上升。外商投資企業的出口額占浙江出口總額的比重從1992年的10.59%不斷上升，2001突破了30%，2006年達到了37.62%。由于全球金融危機的沖擊，2007年和2008年有所下降，2008年為35.17%，1992～2008年浙江外資企業的出口比重變化見圖1。圖1從較為直接的角度說明了外商投資企業對浙江出口總量的促進作用。（圖1）

圖1 1992～2008年浙江外商投資企業出口比重

表1 浙江外商投資企業對出口總量的貢獻度和拉動度

（二）外商投資企業對浙江出口總量的貢獻度和拉動度。為了更清楚地衡量外商投資企業對浙江省出口總量的影響，我們引入外商投資企業對浙江出口的貢獻度和拉動度這兩個指標。貢獻度是指外資企業出口增量占浙江出口增量的比重；拉動度是指貢獻度與浙江出口增長率之間的乘積。（表1）可以看出，外商投資企業對浙江的出口總量始終保持著正的貢獻度和拉動度，可見兩者之間存在著正的相關關系。1996年浙江外資企業的貢獻度達到了206.67%，這說明在外資企業出口額迅速增加的同時，浙江內資企業出口是下降的，呈負增長狀態；從總體上來說，外資企業不但彌補了內資企業的出口下降，而且還帶動了浙江出口總額的增加。由于亞洲金融危機的沖擊，嚴重地影響了浙江外資企業和總體的出口水平，1997年和1998年，外資企業對出口的貢獻度和拉動度都比較低。從1999年起，外資企業的出口對浙江出口的貢獻度穩定在30%以上，拉動度也保持在10%以上或接近10%。從表1中的相關數據中可以看出，外商投資企業對出口總量的貢獻度和拉動度說明它對浙江出口總量增長的顯著貢獻。

三、實證分析

（一）數據選取及說明。本文采用的樣本數據是1992～2008年浙江實際外商直接投資金額（FDI）、浙江出口總額（EX）。為消除數據中存在的異方差，并考慮到各時間序列經過對數處理后不會改變其性質和關系，因此對以上數據取自然對數。

（二）單位根檢驗。由于經濟變量時間序列往往是非平穩的，檢驗結果容易出現“偽回歸”，因此首先要對經濟變量時間序列進行平穩性檢驗，又稱單位根檢驗。本文采用ADF方法進行檢驗，LNFDI和LNEX的檢驗結果見表2。（表2）可以看出，LNEX、LNFDI在 1%、5%、10%的顯著水平下都不能通過ADF檢驗，即他們的時間序列都是非平穩的。而△LNFDI、△LNEX分別在10%的顯著水平下通過ADF檢驗，說明變量的一階差分是平穩的，即這些變量具有一階單整性。

（三）協整檢驗。如果對于時間序列Yt=（Y1t，…，Ymt），Yit是同階單整，并且存在一個向量β，使得β.Yt是平穩的，那么就稱序列Yt存在協整關系。協整是對非平穩經濟變量之間的長期均衡關系的統計描述。

下面采用AEG兩步法來檢驗LNEX和LNFDI之間是否存在協整關系，若所得到的回歸模型中的殘差序列具有平穩性，則LNEX和LNFDI存在協整關系。首先，對兩個變量用OLS法進行協整回歸，得到對應的回歸方程：

表2 LN EX和LN FDI的A D F檢驗結果

表3 殘差的A D F檢驗結果

其次，對殘差進行平穩性檢驗，結果如表3所示。（表3）表3表明：殘差e在10%臨界值水平下為平穩序列，即LNEX和LNFDI存在協整關系。

從協整的回歸結果可知，t值和F值都比較大，解釋變量LNFDI通過了顯著性檢驗，表明LNFDI是影響LNEX的主要因素。，表明方程的擬合效果比較好，LNEX總變動中的93.02%是由LNFDI來解釋的。從長期看，外商直接投資促進了浙江出口總量的增長，FDI每增加1%，出口總量則增加1.15%。

（四）建立誤差修正模型。協整檢驗已經證明序列LNEX和LNFDI之間存在協整關系，即長期均衡關系。而這種長期均衡關系是在短期波動的不斷調整下得以實現的，故可建立誤差修正模型（ECM）分析這種調節機制。根據LNEX和LNFDI之間存在的協整關系，整理得誤差修正模型的回歸方程如下：

誤差修正項反映了本期對上期的修正程度，從上述的誤差修正模型的回歸方程中可以得知，誤差修正系數為負數，符合反向修正機制；R2比較小，可能是缺少某些解釋因素所致，但不影響已有變量間的關系為負數，此時的沒有意義。

該模型結果表明：短期內LNEX和LNFDI會偏離他們的長期均衡水平，但他們的關系會由短期偏離向長期均衡進行調整。誤差修正系數為-0.1015，即每年浙江的出口總量與其長期均衡值中的偏差有10.15%被修正，也就是出口總量每年對上一年的非均衡偏離的糾正程度是10.15%。

四、結論

（一）協整分析發現浙江的FDI與出口總量之間存在著長期均衡關系。從誤差修正模型中可以看出，FDI與出口總量之間的關系由短期偏離向長期均衡的調整速度較快，每一年對上一年的修正速度是10.15%，這也揭示了FDI與浙江出口總量之間的長期均衡關系。

（二）FDI和出口總量之間存在正相關關系，即出口總量會隨著FDI的增長而增長。這與國內學者對FDI與出口總量關系的研究結果基本一致，即兩者之間的關系符合“FDI-貿易互補關系”。

（三）FDI通過兩種途徑影響浙江出口總量。一方面是外商投資企業利用浙江省的比較優勢后引起出口大量增加，從而導致浙江出口總量的增加；另一方面是由于浙江內資企業在外商投資企業競爭壓力下不斷提高生產率和產品質量從而引起出口大量增加，進而導致浙江出口總量的增加。

（四）FDI對浙江出口總量的增長起著明顯的推動作用。一是外商投資企業利用浙江低廉的勞動力成本、豐富的自然資源和優惠的引資政策大量生產商品，這些商品用來大量出口，FDI的這種外向型特征對浙江出口總量的影響很大；二是外資企業自身所擁有的雄厚的資本、先進的技術、高素質的勞動力，形成了強大的核心競爭力，在分銷渠道、營銷技巧、管理技術、市場開拓經驗方面比內資企業更具比較優勢，具有促進出口的作用。

[1]劉恩專.外商直接投資的出口貿易效應分析[J].當代經濟學，1999.2.

[2]楊迤.外商直接投資對中國進出口影響的相關分析[J].世界經濟，2000.2.

[3]李琴.FDI流入與我國對外貿易關系的實證分析[J].世界經濟研究，2004.9.