外商直接投資對區域貿易結構的空間效應分析
——基于東部和中部地級市的比較

張群

（齊齊哈爾大學 經濟與管理學院，黑龍江齊齊哈爾161005）

1.引言

隨著中國改革開放的不斷深化，中國外商直接投資規模和對外貿易規模均以較快速度增長。許多學者指出一個國家的進出口貿易不僅積極促進了該地區經濟發展，也改善了這一國家的經濟結構，推動該國產業結構升級。此外，對于外商直接投資能促進當地經濟增長，帶來技術、資本、管理等正向溢出的結論也得到了廣泛驗證。但是，隨著外商直接投資會對東道主國家產生環境污染、能源消耗、阻礙國內企業發展能負面問題，使得一些觀點認為應該采用貿易方式來解決國內企業的資本瓶頸，同樣，一些觀點認為大量商品進口會降低本國商品的競爭力，也會抑制國內企業的生產積極性，最終損害本國的生產力，因此應該通過積極引進外商企業的技術和資本來代替進口貿易。早期國外學者就外商直接投資（FDI）與國際貿易的關系進行了理論分析，主要有兩類代表性模型，一是Mundell（1957）的相互替代關系理論，該理論認為在存在國際貿易壁壘時，跨國直接投資能夠在相對最低限制的情況下發揮其對東道主國家的經濟投資，從而實現對商品貿易的替代，在該理論支持下，外商直接投資將對對外貿易產生減損作用；二是日本學者小島清（1987）的相互補充理論，該理論認為在要素可以自由流動、生產函數不同的條件下，直接投資可以把本國處于劣勢的產業向外投資，擴大兩國的比較成本差，從而創造更大規模的貿易條件，在該理論支持下，外商直接投資將對對外貿易產生促進作用。Pain&Wakelin（1998）對OECD國家的實證經驗數據進行研究發現FDI對OECD國家的出口存在替代效應。Head&Ries（1998）利用日本跨國公司數據，分析得出水平發生投資的FDI對出口有替代效應，而垂直方式投資的FDI對出口有創造效應。

近些年，國內學者從實證的角度對外商直接投資與我國進出口貿易的關系進行了研究。王少平和封福育（2006）考察了FDI對中國不同地區進出口貿易的動態效應，結果表明FDI對中國不同地區的影響有顯著差異。對東部地區而言，FDI對出口有顯著的創造效應，對進口有顯著的替代效應，而在中、西部地區其創造效應不顯著，替代效應也相對較弱。胡求光和黃平川（2009）分析了外商直接投資對浙江進出口貿易的影響，研究表明，外商直接投資對浙江省進出口貿易總額存在積極的拉動效應，通過提高加工貿易比重改變了浙江省的貿易方式結構，促進了浙江外貿競爭力的提高。姚戰琪（2009）實證發現，雖然服務業外商直接投資流量和直接投資存量與服務貿易進口和出口均呈正相關關系，但從長期看，外商投資與服務貿易出口之間的統計關系不顯著。安虎森等（2011）使用全國28個省份面板數據，研究發現外商直接投資與地區出口貿易之間關系不確定，外商直接投資流入與貿易自由化共同造成出口貿易地區間差異。王華和梁峰（2013）分析了江蘇省FDI與對外貿易量、對外貿易依存度的關系，結果顯示江蘇省實際利用外商投資對進出口貿易額、貿易依存度的增長均有積極的促進作用，并且入世后顯著大于入世前。舒燕和林龍新（2013）基于擴展的引力模型，研究發現貿易伙伴國對中國的直接投資在一定程度上促進了服務貿易的發展，FDI存量對于服務貿易的促進作用大于FDI流量的促進作用，投資對于服務的進口引致效應大于對服務的出口創造效應。

由以上看出，目前針對中國外商直接投資對貿易是創造效應還是替代效應還沒有統一的結論。另一方面，目前的研究缺乏FDI對貿易結構存在空間溢出效應的考慮，較多的文獻（郭峰和胡軍，2013；陳海波和張悅，2014）分析表明外商直接投資存在空間溢出效應，為此FDI是否存在對周邊地區的貿易結構產生影響，需要通過實證進行檢驗。不同于以往實證分析采用全國或省級層面數據，本文利用東部四省和中部五省共119個地級市進行分析。

2.研究設計

2.1 研究樣本

以往對于外商直接投資與進出口貿易關系的分析基本上基于全國時間序列數據，對省域面板數據的分析的較少，本文認為由于省份內部地級市的貿易規模和外商直接投資規模差異非常大，因此如果采用省際面板數據會忽略掉地級市內部差異。因此，本文選取地級市進行分析。為比較東部發達地區和中部欠發達地區對于二者關系是否存在差別，本文最終選擇我國東部四省（江蘇、浙江、福建、山東）和中部五省（河南、湖北、湖南、江西、安徽）這9省共119個地級市作為研究對象，之所以選取這五個省份，主要考慮到兩個方面，一是東部省域和中部省域各自在地理上相鄰，二是東部省域內部和中部省域內部的經濟發展程度差異較小，能忽略掉組別因素。本文2005-2013年地級市的貿易額數據來源于歷年《中國區域經濟統計年鑒》，2004-2015年數據來源于各省統計年鑒，其余變量數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》。

2.2 模型的建立

根據本文的研究目的，并借鑒楊曉麗等（2013）的估計模型，本文設定空間計量模型進行實證檢驗具體模型建立如下：

在三個模型中，inprotit表示各地區各時期的進口貿易水平，exportit表示各地區各時期的出口貿易水平，strucit表示各地區各時期的出口與進口貿易額之比，fdiit表示各地區各時期的外商直接投資規模，W為空間權重矩陣，W×fdiit表示相鄰地區外商直接投資對本地區貿易結構的影響。Xit為控制變量，選取可能影響地區貿易開放度的變量。

對于空間相關性的判斷，一般選用MoranI指數來判斷全局（全區域）相關性。MoranI指數計算公式為：

其中n為地區數量，yi為第i個地區的觀測值，為研究變量的平均值，S2為方差，Wij為空間權重矩陣。空間權重矩陣的選取有多種方法，如地理相鄰法、地理距離法、經濟距離法。MoranI指數取值在-1至1之間，大于0表示經濟指標具有空間正相關性，小于0表示經濟指標具有空間負相關性，等于0表示空間不相關。對于MoranI指數，考慮到其近似服從正態分布，因此可以用Z統計量進行檢驗顯著性。對于空間權重矩陣，常見的有三種選取方法，一是地理上相鄰作為權重判別條件，如果兩個地區地理上相鄰，則權重為1，否則為0；二是以地理距離作為權重判別條件，如采用兩個省（省會）或兩個市距離的倒數作為權重因子；三是以經濟距離作為權重判別條件，如采用兩個地區的人均GDP差距的倒數作為權重因子。考慮到本文的研究對象既與地區相鄰有關，又與地區經濟發展水平有關，因此本文分別采用地理相鄰法和經濟距離法作為空間權重矩陣，其中經濟距離法則采用兩個地區的人均GDP差距的倒數作為權重因子，計算公式為：

其中Wij表示權重值，yi表示i地區的人均地區生產總值。

2.3 變量選取

1.因變量

目前在研究外商直接投資對貿易的影響關系中，大多數學者（胡求光等，2008；王華等，2013）均直接采用進口、出口貿易額水平作為替代變量。直接用進出口貿易額數據非常直觀，但是，考慮到本文采用的是城市面板數據，由于不同地區間經濟發展的差異性，因此單純用進出口貿易額指標不能消除這種經濟總量下的差異性，此外，采用進出口貿易額也不能反映出貿易結構。為此，本文對于因變量選取相對量指標，包括進口對外開放度、出口對外開放度、出口與進口的比值。

2.自變量

外商直接投資。對于政府官員來說，在吸引對外直接投資中，更加注重的是絕對量水平，而很少關注相對量水平。目前在研究各類經濟變量與外商直接投資關系的相關文獻中，大多數學者也采用外商直接投資絕對量進行衡量，如鄧玉萍（2013）、鄧慧慧和桑百川（2015）。為此本文直接采用各地外商直接投資水平（按當年平均匯率換算成人民幣）進行衡量。

3.控制變量

對于控制變量，本文主要選取地區經濟發展水平、技術進步和產業結構三個變量。

經濟發展。本文用地區人均生產總值來表示地區經濟發展水平，一般來說，在經濟發展水平越高的地區，其經濟對外開放度也往往更高，即對外開放度與經濟發展水平往往存在正相關關系。

技術進步。地區整體技術進步特別是工業技術進步能提高本地區生產效率，從而能積極影響地區的對外貿易結構，促進貿易發展。本文用地區單位用電量下的工業產值來表示地區技術進步。單位用電量下的工業產值等于工業總產值與工業總用電量之比，指標值越大，表明技術進步越明顯。

產業結構。一個地區的產業結構會直接影響一個地區的貿易結構，從而影響該地區的貿易發展水平。從貨物進出口角度看，工業比重越高，其貨物貿易對外開放度水平將越高，因此本文選取各城市第二產業增加值占地區生產總值的比重衡量產業結構水平。

各個變量定義和數據來源見表1。

表1 變量定義與數據來源

3.實證結果及分析

3.1 空間自相關性判斷

在估計空間面板數據模型之前，需要先判斷變量是否存在空間相關性。表2顯示了部分年份的地區對外貿易開放度、貿易結構以及外商直接投資共四個變量的空間Moran I指數。由表中可見，在地理相鄰權重下，東部地級市四個變量2005-2015年的Moran I指數均在5%或1%概率水平下統計顯著為正，說明東部地區地級市的貿易開放度和貿易結構、外商直接投資均存在空間地理上的正相關性，貿易和FDI具有區域集聚特征，貿易開放度高的地區與貿易開放度高的地區相鄰。中部地級的Moran I指數則顯示進口開放度和貿易結構兩個變量的Moran I指數基本上統計不顯著，而出口開放度和外商直接投資統計顯著為正，說明中部地區出口開放度具有地理空間正相關性，FDI同樣具有空間集聚特點，但進口開放度的地理相關性并不明顯。

表2 主要變量的Moran I指數

3.2 地方政府競爭、土地價格對外商直接投資的空間效應

由上面的Moran I指數可以判斷出變量存在空間正相關性，應考慮用空間回歸模型來判斷變量之間的關系。表3顯示了以地理相鄰為空間權重的空間杜賓模型估計結果，由Hausman檢驗得到除列（5）選擇隨機效應外，其余5個方程模型均選擇面板數據固定效應。其中列（1）-列（3）為東部地區外商直接投資對FDI的影響估計結果，列（4）-列（6）為中部地區外商直接投資對FDI的影響估計結果。從列（1）看到，lnfdi變量系數為-0.008，統計不顯著，說明外商直接投資并未影響東部地級市進口開放度。三個控制變量中，只有第二產業經濟比重變量顯著為正，而人均地區生產總值和技術進步變量統計不顯著，說明第二產業比重上升能促進地區進口貿易額，而地區經濟發展水平和技術進步并不影響進口貿易水平。空間變量中，W1lnfdi變量系數為0.003，統計不顯著，說明相鄰地區外商直接投資并不影響本地區的進口開放度。W1inport變量系數為0.265，在5%概率水平下統計顯著，說明進口開放度具有地理集聚特點，進口開放度高的地區與高的地區相鄰。列（2）是因變量為出口開放度的估計結果，此時lnfdi變量系數為-0.018，統計顯著，說明外商直接投資會降低東部地級市的出口開放度。三個控制變量中，人均地區生產總值變量系數顯著為負，說明經濟發展水平越高將會抑制出口額。技術進步變量仍不顯著，第二產業經濟比重則顯著為正，說明第二產業發展能促進出口上升。W1lnfdi變量系數為0.017，統計不顯著，說明相鄰地區外商直接投資并不影響本地區的出口開放度。W1export變量系數顯著大于0，說明東部地級市出口開放度也有地理集聚特點，這和Moran I指數的結論是一致的。列（3）是因變量為貿易結構（出口額與進口額比值）的估計結果，此時lnfdi變量系數為-0.714，統計顯著，說明外商直接投資會顯著影響東部地級市的貿易結構，表現為出口額的貿易比重降低。三個控制變量的符號和顯著性與列（2）一致。W1lnfdi變量系數為0.441，但在10%概率下統計不顯著，W1struc變量系數顯著大于0，說明地理相鄰的地級市貿易結構有趨同特征，相鄰地區外商直接投資并不影響本地區的貿易結構水平。

從列（4）看到，lnfdi變量系數為0.008，統計不顯著，說明外商直接投資并未影響中部地級市進口開放度。三個控制變量中，人均地區生產總值顯著為小于0，第二產業產值比重顯著大于0，說明中部地區經濟發展水平升高將抑制進口，但第二產業發展會促進進口。技術進步則與進口額不存在顯著影響關系。空間變量中，W1lnfdi變量系數為0.001，統計不顯著。W1inport變量系數也不顯著，說明相鄰地區外商直接投資并不影響本地區進口水平，同時中部地區進口開放度并不存在地理集聚特點。列（2）下lnfdi變量系數為0.010，統計顯著，說明外商直接投資會提高中部地級市的出口開放度。三個控制變量中，技術進步和第二產業經濟比重變量顯著為正，說明技術進步和工業經濟發展都能積極促進地區出口水平。W1lnfdi變量系數為-0.009，統計顯著，說明相鄰地區外商直接投資會降低本地區的出口開放度。W1export變量系數顯著大于0，說明中部地級市出口開放度有地理集聚特點，這和Moran I指數的結論相同。列（3）下lnfdi變量系數為0.835，統計顯著，說明外商直接投資會顯著影響中部地級市的貿易結構，表現為出口額的貿易比重上升。三個控制變量的符號和顯著性與列（2）一致。W1lnfdi變量系數為-5.835，在10%概率下顯著，結論與列（2）相同，說明相鄰地區外商直接投資會負向影響本地區出口額。W1struc變量系數不顯著，說明中部地區地理相鄰的城市出口額有相同趨勢，但進口額不存在相同趨勢。

表3 地方政府競爭、土地價格對外商直接投資的空間效應

以上結果表明，東部地區外商直接投資對地區貿易出口存在替代效應，而中部地區外商直接投資對貿易出口存在補充效應，但兩個地區外商直接投資對貿易進口均不存在顯著影響。外商直接投資對貿易的空間效應只存在中部地區，且只影響出口額，而不影響進口額。

3.3 穩健性分析

表4顯示了以經濟距離相鄰作為空間權重下時的模型估計結果。列（1）-列（3）的結果顯示外商直接投資對東部地級市進口開放度影響不顯著，但對出口開放度和貿易結構存在顯著負影響。W2lnfdi變量系數均統計不顯著，說明外商直接投資并不會影響經濟距離相近地區的進出口貿易。列（4）-列（6）下，外商直接投資對中部地區進口開放度影響不顯著，但對出口開放度和貿易結構存在顯著正影響。W2lnfdi變量系數在列（5）、列（6）統計顯著為負，說明經濟距離相近地區外商直接投資規模增加會抑制本地區的貿易出口額，進而影響本地區的進出口貿易結構。其他變量系數和符號與表3相同。由表4結果看出，在外商直接投資對地區貿易結構的空間效應上，使用地區地理相鄰空間權重和經濟距離相近空間權重所得到的結果是一致的，說明表3的結果是穩健的。

由以上分析得出外商直接投資對東部地區貿易的影響和對中部地區貿易的影響存在顯著差異，本文認為這主要源于兩個地區外商直接投資的性質不同。東部地區已經從過去的代加工階段過渡到通過引進外資企業來對本地區技術、產業結構進行升級的階段。在這一階段的東部地區，外商企業在本地區的產品差異與本國差異較小，為節約運輸成本和爭取市場份額，更多外商投資企業傾向于直接在華銷售，因此降低了這一地區出口開放度水平。相反，在中部地區，外商直接投資更多的仍然處于代加工階段，外資企業在該地區生產半成品，然后出口到本國進行標簽等后續加工，因此外商直接投資規模越大，中部地區出口開放度越高。對于外商直接投資對進口不存在顯著影響，本文認為外商直接投資促進本地區經濟增長和居民收入上升，促進了居民向國外購買商品的動力，另一方面外商直接投資企業直接在當地銷售產成品，則又會抑制居民進口，因此在兩方面綜合效應下，外商直接投資與地區進口規模的關系表現為不明顯。

表4 不同空間權重的穩健性分析

4.結論

外商直接投資和商品貿易作為地區對外經濟開放的兩個方面，其內部關系機制如何迄今為止仍然沒有統一的結論，部分學者的研究結論支持了Mundell的相互替代效應，部分學者的結論支持小島清的相互補充效應。本文選取2005-2015年我國東部四省和中部五省共119個地級市數據，考慮了存在外商直接投資的空間溢出效應，分析了外商直接投資對貿易開放度和貿易結構的影響。通過實證研究發現，外商直接投資對東部地區出口開放度和貿易結構存在抑制作用，但對進出口開放度沒有顯著影響，且不存在空間溢出效應；外商直接投資對中部地區出口開放度和貿易結構存在促進作用，相鄰地區外商直接投資對出口開放度則有負面影響，但外商直接投資對進出口開放度同樣沒有顯著影響。

外商直接投資和地區商品貿易是對外經濟的兩個方面，兩個系統是否存在內生機制影響存在諸多可能性因素。本文認為不能分析二者的趨勢和結構變動，對判斷二者關系更具有實際意義。一方面，目前很多地方對外商直接投資持非常歡迎的態度，這源于外商直接投資能促進該地區經濟增長，帶來技術、資本溢出效應，但是在引資過程中對外商直接投資不管是優是劣，往往是“一統收”處理，使得外商直接投資過程也帶來了諸多負面問題；另一方面，對于貿易額的暫時性波動過分擔心，兩國貿易水平不僅受到兩國經濟、居民收入、匯率等素影響，也取決于兩國的政策、產業結構等，因此貿易規模變動有其內生性，識別貿易結構的變化能有助于認識經濟系統的調整，也能很深刻認識外商直接投資與貿易水平的關系。