FDI對中國出口貿易的影響與區域差異實證研究

陳寅雅，邱力生

（1.中共貴州省委黨校 經濟學教研部，貴州 貴陽 550028；2.武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072）

出口、投資和消費被視為拉動我國經濟增長的“三駕馬車”。出口快速增長是推動中國經濟增長的重要引擎之一，資本流入很大程度促進實體經濟增長。改革開放以來外商直接投資（FDI）在我國境內規模不斷擴大，我國對外貿易額逐步增加。

國內外學者對兩者關系進行了研究，1957年Mundell提出著名的貿易與投資替代模型，發現FDI與進出口貿易存在替代效應。Lipsey，Weiss（1981,1984）實證檢驗得出FDI和同行業國際貿易之間呈正相關關系。Pain和 Wakelin(1998)用擴大出口需求模型和相關面板數據分析發現 FDI流入會擴大出口。梁琦，施曉蘇( 2004) 基時間序列數據，認為我國對外貿易與 FDI 的互補作用遠大于替代作用。于薇薇（2007）采用協整分析方法和誤差修正模型對全國數據的分析認為 FDI對我國進出口存在長期顯著促進作用，FDI流入帶來出口增長，其短期波動對進出口貿易有不同程度影響。張東云（2011）選取1990至2008年河南年度數據建立協整方程與因果檢驗，結果表明經濟增長與出口貿易具有顯著雙向因果關系，且出口乘數效應較顯著。研究表明FDI與對外貿易間存在高度相關性，FDI是推進對外貿易增長的重要變量。多數研究運用時間序列模型，研究層面涉及國家整體情況，很少根據地域不同將FDI對出口影響進行分析。本文將利用中國30個省、直轄市、自治區（由于數據缺失，并未將西藏納入分析）從2001到2009年的數據進行實證分析，利用面板數據研究FDI對我國出口貿易的影響，FDI對區域影響差異性，并據分析結果提出相應政策建議。

一、模型及數據選取

（一）模型設定

本文以出口(Ex)為因變量，外商直接投資（FDI）為自變量，為消除異方差性，模型對變量進行對數變化，利用 EViews6.0軟件進行面板數據回歸與檢驗。Panel Data模型一般包含有3種：混合模型、固體效應模型和隨機效應模型。本文對三種情況檢驗，以選擇較適合的模型對我國及東部、中部及西部三個截面數據中 FDI對出口貿易影響進行分析。FDI對出口貿易的影響可建立如下面板數據模型：

模型中LnExi,t為出口額的對數，LnFDIi,t為FDI的對數，μi,t為隨機擾動項，表示各截面單元在不同時期所受到的擾動，i代表指定橫截面中不同截面單元，分別代表除西藏外的30個省市，如i=BJ，TJ，…，XJ，t表示樣本年度，t=2001，…，2009。所設模型適用全國、東中西三地區四個面板數據分析。

（二）數據說明

按《中國統計年鑒》劃分標準將全國30個省市劃分東、中、西三區域。東部包括北京、天津等 11省市；中部包括黑龍江、吉林等 8省份；西部包括重慶、四川等11省市。BJ代表北京，TJ代表天津。數據由2002至2010年《中國商務年鑒》和《中國統計年鑒》整理。FDI為各地區實際利用外資額；Ex選取各地區按經營單位所在地分貨物的出口額；P表示居民消費價格指數，以2001年為基期調整后的定比值。含價格因素變量FDI和Ex按2001年不變價格調整，剔除價格因素后分別為FDIP和Exp。

二、實證分析

（一）估計、選擇面板模型

1.全國整體情況分析

為選擇正確的估計模型，對三種模型進行檢驗。

用混合模型進行估計，列出相應表達式：

個體固定效應模型得到的回歸結果相應表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D30定義是：若屬于第i個個體，則Di=1；若為其他，則Di=0。

我國FDI對出口額的影響，通過F統計量檢驗進行選擇，建立混合回歸或個體固定效應模型。原假設為 H0：αi=α,模型中不同個體截距相同（即真實模型為混合回歸模型）。備擇假設 H1：αi≠α，模型中不同個體截距項αi不同（即真實模型為個體固定效應模型）。用Eviews軟件檢驗結果如表1所示：

表1 混合回歸模型與個體固定效應模型選擇檢驗結果

從表1可看出，原假設H0：αi=α,即模型中不同個體截距相同成立的概率為0.0000，概率極小，因此推翻原假設，拒絕建立混合回歸模型，應建立個體固定效應模型。接下來對模型在個體固定和隨機效應模型間選擇。利用已有數據對模型進行個體隨機效應回歸，所得結果相應表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D30定義同上。采用Hausman檢驗選擇個體固定效應模型或個體隨機效應模型。原假設H0：個體效應與回歸變量FDIi,t無關（即個體隨機效應回歸模型）；備擇假設H1：個體效應與回歸變量FDIi,t相關（即個體固定效應回歸模型）。利用Eviews檢驗，得到檢驗結果如表2所示：

表2 Hausman 檢驗結果

由檢驗結果上半部分得知，Hausman統計量值為4.86，相對應概率Prob.值0.0275，Hausman統計量對應p值大于0.05（為0.0003），接受原假設，建立個體隨機效應模型。檢驗結果下半部分是Hausman檢驗中間結果比較。個體固定效應模型對參數估計值為0.634812，隨機效應模型對參數估計值為0.665084，兩參數估計量分布方差的差為0.000188。經檢驗，2001年至2009年我國30個省市FDI與出口額之間關系分析應建立個體隨機效應模型，具體回歸表達式如下：

2.東、中、西三個地區情況的分析

與全國整體分析類似，用個體固定效應和混合回歸檢驗及Hausman對回歸結果進行檢驗，結論為：東、西部地區建立個體隨機效應模型，中部地區建立個體固定效應模型。

東部地區分析結果所得表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D11定義同上。

表3是中部Hausman檢驗結果，經檢驗分析，中部FDI對出口影響建立相應合理模型。

表3 中部地區的FDI對出口效應影響的Hausman 檢驗結果

由表3上半部分可看出，Hausman統計量值為13.80，相應概率Prob.值是0.0002，因為Hausman統計量對應p值小于0.05（為0.0003），拒絕原假設，建立個體固定效應模型。檢驗結果下半部分個體固定效應模型對參數估計值為0.650738，隨機效應模型對參數估計值為0.543100，兩個參數估計量分布方差的差為0.000840。中部2001-2009年FDI與EX關系建立個體固定效應模型，回歸表達式如下：

其中虛擬變量D1，D2，…，D8的定義同上。

西部地區的回歸結果的表達式為：

其中虛擬變量D1，D2，…，D11的定義同上。

表4對全國、東、中、西四個地區面板數據估計結果進行歸總，得到參數的估計值，顯著性水平P值。

表4 四個截面數據相應模型的估計結果

（二）回歸結果分析

FDI對EX影響程度通過回歸模型中相應系數反映，回歸系數顯著大于零表明 FDI對出口影響正效應，有貿易創造效應；回歸系數值顯著小于零則FDI對出口呈負影響，有替代效應。從上述回歸可知，FDI對我國30個省市對外貿易存在顯著創造效應，表達式（3）可知，FDI增加一個百分點，EX增加0.67個百分點。全國情況看，FDI對出口影響的隨機效應系數最高是廣東、新疆、上海，分別為 1.83、1.53和 1.25；系數最小是青海、內蒙古、江西和海南，四省 FDI對出口貿易影響呈極高負效應。東中西三地回歸顯示：地區發展中 FDI對出口影響呈顯著不平衡性。東部每增加一個百分點FDI，帶來1.1個百分點出口增長；中部FDI對EX創造效應為0.65百分點；西部創造出口增長0.52個百分點。從各地區FDI對進出口影響數據看，有明顯地區差異。整體FDI對EX影響從東至西逐漸減弱。但新疆FDI對出口貿易創造效應顯著，可能與改革開放后新疆與俄羅斯及中亞貿易加強有關。

（三）結論

我國30個省市FDI對出口貿易存在顯著創造效應和隨機效應。東部FDI對EX創造效應明顯大于中西部地區，FDI對我國出口貿易效應在東部地區尤為明顯。由 FDI對中西部出口創造效應較低看，表面FDI投入與地理位置、經濟水平等有關。具有經濟發展潛力和優越運輸條件的地區更能吸引FDI。

三、建議

首先，完善基礎設施，為FDI提供良好硬環境。加大對中西部地區財政扶持，形成公路、鐵路、航空互為補充的立體交通網絡。其次，改善投資軟環境，增加FDI積極性。制定優惠政策，為FDI創造良好政策基礎，構建和諧文明投資軟環境，提高部門辦事效率，增加外商投資熱情。再次，充分發揮中西部地區資源優勢。結合西部地區各省經濟特征和產業發展方向，圍繞石油、天然氣、綠色食品和高技術、糧食、特色林果業和畜牧等基地建設, 面向全球開展招商活動，重點引進具有技術優勢的大企業，提高產品附加值和提升市場競爭力。

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