FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易影響的實證研究

潘磊

[摘要]本文以2003年至2012年的相關貿易數據為分析樣本，通過采用時間序列的單位根檢驗（ADF）、協整關系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型實證分析了外商直接投資（FDI）和我國對外直接投資對體育用品制造業對外貿易的長期靜態影響和短期動態影響。結果表明，最近幾年，我國體育用品制造業出口貿易增幅出現下滑，FDI增速呈現來回波動態勢；FDI累計額是影響我國體育用品制造業進出口貿易的主要因素，兩者呈現正相關關系；FDI累計額對我國體育用品制造業的出口影響大于進口影響，短期影響大于長期影響；當年FDI流入對出口影響明顯小于進口影響。根據上述結果，本文探討了該現象的形成原因并提出了改善我國體育用品制造業進出口貿易的發展策略。

[關鍵詞]FDI；我國對外直接投資；體育用品制造業；進出口貿易

[中圖分類號]F4 [文獻標識碼]A [文章編號]1671-5918（2016）07-0103-04

自20世紀90年代以來，受國外體育用品制造業產業轉移和本土發展環境優化等因素影響，我國體育用品制造業發展迅猛，并逐漸成為體育產業的重要組成部分。據統計，全國體育用品制造業行業總產值以每年493億元的規模增長，全球65%的體育用品在中國生產制造，我國已成為世界體育用品制造大國。近年來，我國體育用品出口保持著較高的增長幅度，根據國家信息中心中經專網（http：//ibe.cei.gov.en/）和國家海關數據顯示，2012年全國894家規模以上體育用品制造業企業實現出口交貨值509.94億元，同比增長10.58%；從出口性質來看，體育用品出口以外資企業、私營企業和國有企業為主，合計出口占全部出口總額的98.5%，其中外商投資企業出口占六成以上，這表明外商投資對我國體育用品制造業出口貿易產生重要影響。

改革開放以來，我國對外貿易和吸引外資都取得了較快發展，根據國家統計局公布的數據，我國實際利用外商直接投資（FDI）額和對外直接投資額分別從2002年的527.43億美元、27億美元躍升至2012年的1117.2億美元、850億美元，年均增幅分別為7.79%和41.19%；而與此同期，我國體育用品制造業FDI和對外直接投資年均增幅為9.22%和31.4%。根據相關研究結果顯示，FDI和本國對外直接投資對進出口貿易產生重要影響，但體育用品制造業進出口貿易是否也受到FDI和我國對外直接投資影響？影響是否顯著，是怎么樣影響的？面對新形勢和新挑戰，這些問題是值得深思的。因此，本文通過建立外商直接投資（FDI）和我國對外國直接投資對體育用品制造業進出口貿易影響的回歸模型，以實證的定量分析來研究兩者之間的相關性，以期得出有意義的結論。

一、相關文獻回顧

1960年，美國經濟學家海默的博士論文《國內企業的國際經營：對外直接投資的研究》提出了壟斷優勢理論，標志著對外直接投資理論的興起；這一時期，以商品貿易為主的國際經濟交往格局被打破，國際分工深入到生產領域，進而滲透到產業內部，這使得對外直接投資和國際貿易之間的互動關系加強，融合程度加深。對外直接投資與貿易理論主要有兩大體系，一是宏觀角度下以國際貿易理論為基礎，如郝克歇爾一俄林的要素稟賦論（靜態比較優勢），小島清邊邊際產業擴張論（動態比較優勢）和錢鈉里的“兩缺口”理論等；二是微觀角度下以產業組織理論為基礎，如壟斷優勢論、內部化理論和鄧寧的國際生產折中論等。從實證角度來看，國外學者主要有兩種觀點，一是以Mundell為代表的“替代性關系”，如Blonigen（2005）指出為逃避貿易壁壘，FDI對貿易具有替代性關系；二是以小島清（1973）為代表的“互補性關系”，如Lipsey和Weiss（1984）指出對外直接投資可以帶動與其相關或配套的技術品和服務的母國供應商對東道國的直接投資和出口，在長期中，FDI和母國出口趨于互補；Marchant（2002）、Rose和Spiegel（2004）也通過實證檢驗證明了FDI與國際貿易存在正相關關系。我國學者對FDI和對外直接投資對本國外貿影響的研究面較廣，研究重點主要集中在出口總量、結構升級和技術外溢出等方面，如李春頂（2009）以新一新貿易理論為基礎，研究了我國不同行業企業應選擇不同的國際化路徑（繼續擴大出還是轉向對外直接投資）；孫少勤，邱斌（2010）從市場體制、外資政策、金融市場效率和市場分割等四個制度入手，分析了上述四個制度因素對我國制造業FDI技術溢出效應的影響。

通過文獻回顧，可以發現國內外對此研究在宏觀經濟領域、中觀產業層面、微觀企業角度都有較寬、較深的研究，但關于FDI對我國體育用品制造業的影響研究方面則較少，只有張宏偉（2010）和王自清（2010）等少數學者對此有相關研究；張宏偉通過測算體育用品制造業全要素生產率來分析FDI對我國體育用品制造業的技術溢出效應，王自清研究了三資企業資產與我國文教體育用品制造業工業總產值之間的關系，而關于FDI對進出口貿易影響的研究則鮮有。基于上述背景和相關研究成果，本文選取2003-2012年體育用品制造業對外貿易數據作為研究樣本，運用單位根檢驗（ADF）、協整關系檢驗和向量誤差修正模型（VEC）等方法對FDI與我國體育用品制造業進出口貿易的影響效果進行了分析，同時也把我國對外國直接投資作為變量因素考察其是否對體育用品制造業進出口貿易產生影響，進而為改善我國體育用品制造業對外貿易提供相關建議。

二、數據來源與模型構建

（一）數據來源

1.體育用品制造業進出口貿易數據

本文照國家體育總局制定的《體育及相關產業分類（試行）》選取體育用品制造業的相關數據，數據來源于國務院發展研究中心信息網（該平臺是由國務院發展研究中心主管、國務院發展研究中心信息中心主辦、北京國研網信息有限公司承辦的）、中經網統計數據庫（國家信息中心主辦）和國家海關公布的分行業月度數據，本文將各年的月度數據匯總得出我國體育用品制造業進出口貿易額。

2.FDI和我國對外直接投資額

本文研究所需的我國全部行業FDI和對外直接投資額數據來源于國家統計局編撰的歷年《國家統計年鑒》，體育用品制造業的FDI來源于中經網統計數據庫；由于體育用品制造業的對外直接投資額沒有直接數據，本文根據國家統計局公布的20行業對外直接投資額（其中包括文化、體育和娛樂業）和商務部編撰的歷年《中國對外直接投資統計公報》（其中對文化服務業有做概述）對體育用品制造業對外直接投資額進行估算，由于文化、體育和娛樂業對外直接投資總額明顯小于體育用品制造業FDI額，所以在做回歸模型分析時，估算的體育用品制造業對外直接投資額數據對本文的研究結論影響很小。

（二）模型構建

根據上述FDI和國際貿易相關理論，假定出口需求EX和進口需求IM是該行業對外直接投資（CDI）和受到外商直接投資（FDI）等變量的函數，由此得到的進出口需求函數為：

EX=EX（CDI，FDI） （1）

IM=IM（CDI，FDI） （2）

由于對進出口貿易產生影響的不僅僅是該年的CDI和FDI，往年流入和流出的FDI和CDI對該行業的對外貿易也會產生影響（于薇薇，2007），本文將考察往年的FDI和CDI是否也對體育用品制造業進出口貿易產生影響，故把FDI和CDI的累計額也作為變量因素來分析，兩者的累計額分別采用截止到該年的累計額；由于本文不僅研究長期靜態效應，也關注短期動態效應，故選擇“滯后一期”帶來的短期影響，進而研究數據以2002年為初始年，2003年的累計額是2002年和2003年的總和，2004年則是2002、2003和2004年的總和，以此類推。故上述（1）和（2）式可以完善為：

EX=EX（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （3）

IM=IM（CDI，FDI，AFDI，ACDI） （4）

（3）和（4）式中AFDI和ACDI分別表示FDI和CDI的累計值。

為減少估值誤差可以將上述數據轉換為對數形式，通過最小二乘法（OLS）回歸，則有計量模型：

lnEX=α_ex+β_exlnCDI+γ_exlnFDI+λ_exlnAFDI+π_exlnACDI+ρ_ex（5）

lnIM=α_im+β_imlnCDI+γ_imlnFDI+λ_imlnAVDI+π_imlnACDI+ρ_im（6）

上述（5）和（6）式是本文實證分析的基準模型，其中α為常數項，β、γ、λ、π為各自變量的系數，ρ表示隨機擾動項。

三、實證分析

（一）我國體育用品制造業進出口貿易和FDI現狀分析

自2002年正式加入世貿組織后，我國對外貿易規模持續擴大，2003至2012年出口和進口貿易增長速度年均增幅分別超過21%和20%，2012年我國在全球貨物貿易額排名中位列第二，而與此同期我國體育用品制造業進出口貿易增速放緩，圖1和圖2分別顯示的是我國體育用品制造業進出口貿易和FDI增速、體育用品制造業進出口貿易和FDI占全國進出口貿易總額和FDI總額的比例。

圖1顯示除2010年外，我國體育用品制造業出口貿易增幅呈現下降態勢，并且2012年出口額出現首次下降，這表明我國體育用品制造業出口面臨嚴峻形勢，出口產品結構競爭優勢降低和國際競爭加劇是主要原因；進口增速則呈現“降一升一降”的來回波動趨勢，這與國內居民收入狀況和體育消費環境有很大關系，如受金融危機影響，但受惠于2008年北京奧運會的舉辦，當年進口增幅達到9.8%，而2009年則受到金融危機滯后效應影響，下降幅度超過11%；外商對我國體育用品制造業的直接投資也呈現來回波動趨勢，北京奧運會前的2007年增幅達87%，而最近幾年，我國體育用品制造業發展受到諸如產品科技含量低、惡性競爭嚴重、支持力度需要加強等因素影響，2012年FDI增速只有10%左右，投資環境需要進一步改善。

圖2顯示2008年北京奧運會前，我國體育用品制造業出口額占全國出口額比重持續下跌，但2009-2011年出口比重明顯高于2009年之前，這和國家建設體育強國和國務院出臺加快發展體育產業的相關政策有較大關系；進口比重則保持平穩態勢；雖然2012年體育用品制造業FDI增速只有10%，但全國FDI增速為負增長，體育用品制造業FDI比重則保持穩中有升態勢，這表明越來越多的外商投資我國的體育用品制造業，體育用品制造業企業競爭加劇。

（二）FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響

在做時間序列回歸分析中，一般假定時間序列是平穩的，否則在做回歸分析時可能出現“偽回歸”現象，在實踐中較多宏觀經濟數據的時間序列是非平穩的，為避免“偽回歸”現象，本文將采用Engle-Granger（1987）提出的兩步法，首先根據基準方程（5）和（6）對相關變量做ADF單位根檢驗，然后衡量各變量與進出口貿易之間是否存在長期協整關系，因為當且僅當各非平穩變量同階單整且具有協整關系時，建立的回歸模型才有意義，最后進一步在此基礎上運用向量誤差修正模型（VEC）分析變量間的短期效應。

1.ADF根檢驗

運用Eviews軟件對基準方程中的變量進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1，在5%的顯著性水平下，只有原始數據lnEX和lnAFDI單整，而在二階差分后，則都是平穩的時間序列。注：如果ADF檢驗值小于T值，則表明數據平整通過檢驗；△△表示二階差分

2.協整關系檢驗和VEC模型

利用Eviews軟件，將相關變量帶入上述基準方程（5）和（6）中，采用普通最小二乘法（OLS）進行測算，出口和進口方程分別為：

lnEX=5.57+0.12lnFDI+0.71lnAFDI+0.04CDI+0.01lnACDI+ρ_ex（7）

其中R²=0.991983，D-W=2.18503。

lnIM=1.63+0.13lnFDI+0.84lnAFDI+0.01CDI+0.003lnACDI+ρ_im（8）

其中R²=0.965257，D-W=2.656159。

上述（7）和（8）式的擬合優度均超過0.95，說明方程整體線性情況較優；根據回歸結果顯示，雖然整體方程線性較優，但只有AFDI變量對進出口貿易額的影響較為顯著，其余三個變量均不顯著（見表2）。

為契合外商直接投資累計額（AFDI）對我國體育用品制造業進出口貿易額影響顯著的結果，本文把AFDI單獨拿出來與出口和進口做回歸分析，測算的出口方程和進口方程分別為：

lnEX=3.193309+0.832585lnAFDI+ρ_ex（9）

其中R²=0.979767，D-W=1.451246，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.491375+0.817216lnAFDI+ρ_im（10）

其中R²=0.960327，D-W=2.63312，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

上述（9）和（10）式為長期靜態進出口回歸方程。為避免直接回歸造成的偽回歸，需要對出口和進口回歸方程中的殘差序列p進行單整分析，對殘差序列進行單位根檢驗，測得ADF值分別為-2.771129和-3.761541，小于5%顯著性水平下的-2.309527和-3.259808，拒絕殘差存在單位根的原假設，因此，各變量之間存在長期的穩定關系。將殘差項resid加入VEC模型，采用OLS得出短期出口和進口動態方程分別為：

lnEX=2.275895+0.906402lnAFDI-0.038154ρ（-1） （11）

其中R²=0.979825，D-W=1.190602，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

lnIM=0.026562+0.854723lnAFDI-0.341169ρ（-1） （12）

其中R²=0.942080，D-W=1.514908，AFDI檢驗值為0.0000，效果顯著。

由于本文在計算AFDI累計值是從2002年開始，故（11）和（12）式中表示了滯后一期的回歸模型，ρ（-1）表示滯后一期。

3.分析與討論

（1）本文考察了外商直接投資及其累計值和對外直接投資及其累計值對我國體育用品制造業進出口貿易的影響，從（7）和（8）式可以看出體育用品制造業進出口貿易額與上述四個因素均呈正比；從影響系數來看，外商直接投資及其累計值對進出口貿易額產生較大影響。歷年流人的外商直接投資累計值是影響我國體育用品制造業進出口貿易的主要因素，這說明外商直接投資對其有滯后效應。

（2）（9）、（10）和（11）、（12）式中方程擬合度均超過0.9，說明方程整體線性情況較優；且ADFI的檢驗值為0.0000<0.05，所以可以認為AFDI是進出口貿易變化的原因。從長期來看，外商直接投資促進了我國體育用品制造業出口和進口貿易，當FDI累計值每提高1%，出口和進口則分別提高0.83%和0.82%，對進出口影響效果大致相同；短期來看，外商直接投資也促進了進出口貿易，但貢獻率較長期高，當FDI累計值每提高1%，出口和進口則分別提高0.91%和0.85%，對出口貿易影響要高于進口貿易。總體來看，FDI對我國體育用品制造業短期影響高于長期影響。

（3）FDI流入帶來體育用品制造業出口的增長是和我國出口導向政策、產業結構調整升級，更廣泛參與國際分工密切相關的；日本經濟學家小島清提出了FDI與國際貿易互補效應的模型，他認為FDI是資金、技術以及管理經營等的綜合轉移，根據其理論可以推測FDI促進我國體育用品制造業出口貿易很可能是FDI流入改善了資本質量，同時帶來了先進的技術和管理經驗，并且對體育用品制造業部門產生了競爭效應，有力地提高了供給能力和出口競爭力。從理論上而言，進口替代政策和FDI的替代效應會使FDI與進口規模呈現反比例關系，但從實踐的角度看，我國體育用品制造業還處于追趕階段，在技術、管理、品牌等方面還有待于進一步提高，FDI流入則會大量進口先進的設備和原材料等，因此，實證分析才會出現FDI導致了進口的增加。

（4）從短期誤差修正模型來看（（11）、（12）式），FDI累計值與出口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度為3.8%（p（-1）的系數），即當年FDI變動不會導致出口的迅速反應，因為FDI從實際使用到產品出口需要一定周期，這也佐證了FDI的累計值是影響出口貿易的主要因素；FDI累計值與進口的關系，每年對上一年的偏離糾正速度明顯高于出口，達到34.1%，即當年FDI變動對進口影響較大，這主要由于外商投資初期需要從國外進口大量的設備和原材料；由于p的系數為負，表明當年FDI變動與進出口呈負相關，這也佐證了在長期內FDI累計值對進出口影響大致相同，而短期內對出口的促進作用高于進口。

四、結論與對策建議

（一）主要結論

1.最近幾年，我國體育用品制造業出口貿易增幅及占全國出口貿易總額的比重呈現下滑態勢；體育用品制造業FDI增速表現來回波動趨勢，其占全國FDI比重則穩中有升。

2.本文利用ADF單位根檢驗、協整關系檢驗和向量誤差修正（VEC）模型分析了FDI和我國對外直接投資對體育用品制造業進出口貿易的影響。結果表明體育用品制造業FDI和我國對外直接投資均促進了進出口貿易，但FDI累計值是影響進出口貿易的主要原因；體育用品制造業FDI累計值對出口影響略大于進口影響，短期影響大于長期影響；當年FDI變動對進口影響高于出口。

3.FDI對我國體育用品制造業進出口貿易起到了促進作用。一方面，外資進入體育用品制造行業，有效地延伸了體育用品產業鏈，有助于發揮關聯投資效應、技術示范和擴散效應、管理示范效應，進而導致我國體育用品制造業外向型經濟發展，有效地促進了出口貿易；另一方面，我國體育用品消費市場雖然龐大，但仍存在較大的貿易壁壘，國外資金為了獲得市場占有率，提升出口貿易，進而轉向以FDI的形式替代直接出口，FDI的大量流入則會帶動先進設備、原材料等的進口。

（二）對策建議

1.鑒于我國體育用品制造業FDI對進出口貿易影響有滯后效應，且對出口影響大于進口影響，短期內可以加大引入FDI，但從長期來看，還需體育用品制造業行業自身不斷加大技術創新力度，加強內部管理，轉變出口貿易增長方式由數量型向效益型轉變，由勞動密集型向技術、資金、知識密集型轉變，提高出口產品科技含量和競爭優勢；

2.進一步加大體育用品制造業開放力度，處理好合理開放與適度保護的關系。加大開放有助于進一步吸引FDI的流入，進而可以擴大出口貿易；由于現階段我國體育用品制造業發展效益不高，仍處于追趕階段，競爭力不強，因此在公平競爭的市場環境下，可以充分利用WTO中的一般和特殊條款，如《GATS》中“例外條款”和“逐步自由化原則”等，對我國體育用品制造業進行適度保護；

3.加大扶持力度，正確引導外資投向。加大對各種所有制（尤其是私營和國有）體育用品制造業企業的扶持力度，積極推動國際合作，增強競爭合作能力，為吸引外資創造良好的環境；鼓勵外商投資具有高技術含量、高附加值的體育用品產品和高端體育用品制造業；

4.由于我國對外直接投資對體育用品制造業出口貿易作用不明顯，且現階段我國體育用品制造業整體競爭能力不高，因此還沒有到大規模對外直接投資的階段，相關體育用品制造業企業可以根據自身情況和國際環境有步驟地“走出去”，實施國際化路線。

（責任編輯：桂杉杉）