外商直接投資對我國貿易的影響研究——以食品產業為例

于 飛，韓大平

（1.河北軟件職業技術學院 經濟管理系，河北 保定071000；2.德州學院 經濟管理系，山東 德州 253023）

20世紀90年代以來，中國實際利用外商直接投資FDI與進出口貿易都呈現不斷增長的趨勢，兩者相互促進、相互補充，共同推動了中國經濟的發展。目前國內外學者對外商直接投資（FDI）與國際貿易關系的研究主要沿著兩條路徑展開：一是依據傳統的國際貿易理論，通過放松相應的假設條件，從理論上解釋二者之間的關系，如美國經濟學家羅伯特·芒德爾（Robert A.Mundell）在1957年提出的貿易與投資的替代模型，馬庫森（Markuson）和斯文森（Svensson）在1985年利用要素比例模型闡述了要素流動與商品貿易之間的相互關系，美國經濟學家帕特瑞（Patrie）在1994年從跨國公司對外直接投資的動機差異進行了研究，將外商直接投資的動機分為市場導向型、生產導向型和貿易促進型三類；二是采用實證研究的方法，對FDI與國際貿易關系作進一步的驗證。結合國際經濟運行的現實，早期對貿易和投資關系的研究大部分都以關稅這種貿易壁壘作為重要影響因素。實證研究結果表明，在當時國際貿易和FDI更多地表現為替代關系，如威更斯（Wilkins）、斯威頓伯格（Swedenborg）、赫斯特（Horst）。以上研究大都集中在最終的消費需求上，比如汽車或其他工業產品，而對食品的研究則很少，而且研究結論也很不一致。本文從實證角度出發，研究當前環境條件下外商直接投資食品產業對我國食品貿易的影響。

一、數據和變量

表1中所用的樣本數據采用食品出口總額（EX）、食品進口總額（IM）、食品進出口總額（TEI）來反映我國食品對外貿易狀況；用我國外商投資食品產業增加值（Y）來反映外商直接投資對食品行業投資的經濟增長。通過參考《中國統計年鑒》（1999～2009年）、《中國對外經濟貿易年鑒》（1999～2009年）和《中國海關統計年鑒》（1999～2009年），考慮到統計數據的一致性和可得性，表中使用了1999～2009年中國初級產品進出口貿易數據，其中扣除了礦物燃料、潤滑油及有關原料一項，具體包括食品及主要供食用的活動物、飲料及煙類、非食用原料及動植物油脂四項，也就是按照我國海關商品分類法中前四類，共計24章的主要商品，或者說按1位數的標準國際分類法（SITC）代碼SITC0、SITC1、SITC2和SITC4的商品。外商投資食品產業增加值數據使用1999～2009年我國外商直接投資分行業數據中屬于食品工業范疇的食品加工業、食品制造業、飲料制造業和煙草加工業這4個行業的增加值相加所得，文中所用數據分別用當年平均匯率換算為以人民幣為單位。

表1 我國食品對外貿易與外商直接投資食品工業增加值單位：億元

二、數據分析與結果

（一）平穩性檢驗

在建立回歸方程前，為了消除可能的異方差，避免虛假回歸等問題，需要首先對EX、IM、TEI、Y幾個變量取對數，得出新的時間序列變量，分別記為LNEX、LNIM、LNTEI和LNY。然后再用ADF檢驗法對取對數后的時間序列數據進行平穩性檢驗。表2為各變量的平穩性檢驗結果。

平穩性檢驗結果表明：LNEX、LNIM、LNTEI和LNY在顯著性水平為5%時都為非平穩序列，一階差分后的序列DLNEX、DLNIM、DLNTEI和DLNY在顯著性水平為5%時也為非平穩序列，但二階差分后DDLNEX、DDLNIM、DDLNTEI和DDLNY在顯著性水平為5%下都為平穩序列，根據檢驗結果，LNEX、LNIM、LNTEI和LNY幾個變量都為二階單整序列，即都是I（2）序列。

表2 變量的ADF檢驗結果

（二）協整檢驗

時間序列的平穩性檢驗結果表明LNEX、LNIM、LMTEI和LNY都為二階單整序列，滿足協整關系檢驗的前提條件。為驗證它們之間是否存在長期穩定關系，則需要對殘差進行單位根檢驗。

分別對LNEX、LNIM、LNTEI和LNY用OLS方法做回歸，結果如下：

表3中e1表示LNEX與LNY回歸的殘差；e2表示LNIM與LNY回歸的殘差；e3表示LNTEI與 LNY回歸的殘差。殘差單位根檢驗結果LNEX= 3.82+0.51LNY表明：殘差在e1在5%臨界值水平下為平穩序列，即LNEX，LNY為（2，2）階協整，存在長期穩定關系；殘差在e2在10%臨界值水平下為平穩序列，即LNIM，LNY為（2，2）階協整，存在長期穩定關系；殘差在e3在10%臨界值水平下為平穩序列，即LNTEI，LNY為（2，2）階協整，存在長期穩定關系。

表3 殘差平穩性檢驗結果

協整檢驗結果表明：盡管我國食品出口、食品進口、食品進出口總額與外商投資食品產業增加值各自是非平穩的，但它們之間卻構成了長期穩定的均衡關系（協整關系）。我國外商投資食品產業增加值對食品出口總額、食品進口總額、食品進出口總額均起到促進作用，外商投資食品產業增加值每增加1%，促進食品出口總額增長0.51%；外商投資食品產業增加值每增加1%，促進食品進口總額增長1.02%；外商投資食品產業增加值每增加1%，促進食品進出口總額增長0.82%。

（三）因果關系檢驗

協整檢驗結果表明我國食品出口額、食品進口額、食品進出口總額與外商投資食品行業增加值構成了長期穩定的均衡關系，但這種關系中是否存在因果關系，還需要進一步驗證。本文采用Granger檢驗方法對各變量之間是否存在因果關系進行檢驗。具體檢驗結果如表4所示。

表4 各變量因果關系檢驗結果

多變量的Granger因果關系檢驗表明，存在LNEX到LNY的單向Granger因果關系；LNIM到LNY的單向Granger因果關系；LNTEI到LNY的單向Granger因果關系。可見，短期內食品進口、食品出口和食品總貿易量的增長引起了外商投資食品產業增加值的增長，但是外商投資食品產業增加值不是我國食品進口、食品出口、食品總貿易的Granger原因。

三、結論

通過上述分析和實證檢驗結果，我們可以得出以下結論：我國外商投資食品產業增加值和我國食品進口額、出口額、總貿易量之間存在正向的、長期穩定的均衡關系。但是短期內可能發生貿易與投資之間偏離長期均衡關系的現象。總之，外商對食品行業的直接投資有利于促進中國食品對外貿易的增長。因此，各級政府應不斷優化投資環境，積極引導FDI流向食品行業，進一步擴大外資對食品貿易的促進作用，以推動各地經濟持續穩定發展。

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