1、2007 年第 01 期 / 总第 195 期学 术 纵 横责任编辑闫丽梅 E- mail : 摘 要 : 本文通过对 FDI 流入中国的产业结构特征与出口贸易结构变化分析后发现 : FDI 流入产业分布结构与出口产业分布存在“ 重叠性”特征 , 外资企业出口结构与中国总体出口结构变动趋势大致同步 , 个别年份存在差异性。协整分析表明 , 外国直接投资对制成品出口的促进作用明显大于对初级产品出口的促进作用 ,这说明外资对中国出口结构的优化作用主要是通过促进工业制成品出口来实现的。关键词 : 外国直接投资 出口贸易结构 关联 协整分析从动态的角度看 , 一国的贸易结构并不是一成不变的。贸易结构的
2、变革 , 可依赖国内要素积累由低级向高级结构成长 , 也可以通过接受 FDI 的资本形成效应和技术外溢效应来不断优化。本文专题论证外国直接投资对中国出口贸易结构优化的积极作用。一、外资企业出口与中国出口贸易结构变革 : 特征描述外国直接投资对中国出口贸易结构究竟有怎样的影响 ? 首先通过外资的产业流向与我国出口贸易结构变化的特征进行观察 , 然后从外资企业的出口结构变化与中国出口总体结构变化特征中寻找答案。( 一 ) FDI 流入的产业分布结构与出口产业分布“ 重叠性”特征。出口贸易结构是一国产业国际竞争水平的直接反映。我国出口贸易结构的迅速升级是伴随着 FDI 的迅猛增长而产生的 , 而且外
3、国直接投资的产业分布与我国出口产业分布的重叠较显著 , 我国出口结构变化与外国直接投资产业流向呈现跟踪性变化。随着我国加入 WTO 服务领域的逐渐开放 , 外资进入第三产业的比重将会逐步上升。第一产业吸引的外资仍然维持在 5% 以内。同时 , 我国出口的产品结构变化与 FDI 流入的产业结构分布基本上具有重叠性。这说明 , FDI 之所以具有出口创造效应 , 主要在于成本导向型投资分布于我国的比较优势行业。换句话说 , FDI 在强化我国的比较优势。( 二 ) 外资企业出口结构与中国总体出口结构变动趋势大致同步。从 1991- 2003 年全国出口商品结构与外资企业出口商品结构比例来看 , 2
4、0 世纪 90 年代以来 , 我国总体出口商品结构和外资企业的出口商品结构都集中于服装、鞋类和机电产品。在初级产品方面 , 20 世纪 90 年代以来 , 外资企业的出口与全国出口的变化多数年份存在差异性 , 个别年份存在一致性 , 全国总体水平趋于下降 , 而外资企业基本上呈现出上升趋势。相应地 , 在制成品方面 , 个别年份外资企业出口与全国出口也存在差异性特征。在初级产品出口中 , 外资企业所占比重在 20 世纪 90年代中期以前明显低于全国水平。具体来看 , 外商投资企业制成品出口增长主要集中在机电产品和高新技术产品方面。从相关资料得知 , 外资企业出口商品在科技含量高、附加价值高的出
5、口商品类别中份额日趋提高。这表明 , 在我国主要出口商品构成变动中 , 外资企业的作用正在加强 , 推动了我国出口商品结构的改善和国际竞争力的提高。二、外商直接投资与中国出口贸易结构 : 协整分析上述只是对过去发生情况的简单描述和分析 , 要准确地反映 FDI 与我国出口贸易结构优化的长期稳定的均衡关系 , 正确地评价二十多年来利用外资的经验 , 并对未来做出超前探索 , 还需要我们采用协整技术进行分析。( 一 ) 模型建立、变量选取及数据说明本文利用我国 1983- 2003 年期间的年度数据 , 采用协整技术对外商在我国的直接投资与我国出口总额、初级产品出口以及工业制成品出口之间的关系进行
6、经验分析。以EX 、 EXP 、 EXM 分别表示出口总额、初级产品出口和制成品出口变量 , 并以 REET 表示人民币与美元之间的实际汇率 ,它由两种货币的名义汇率和中美两国的物价水平计算而来。上述数据均取自历年的 中国统计年鉴和 中国对外经济贸易年鉴。为了研究的方便 , 并考虑到各时间序列数据经过对数处理后不会改变其性质和关系 , 且更容易得到平稳的时间序列 , 所以回归模型中的变量均采用取对数后的变量 , 分别记为 LNEX 、 LNEXP 、 LNEXM 和 LNREET 。( 二 ) 平稳性检验153外国直接投资与中国出口贸易结构优化 朱廷珺( 兰州商学院经贸学院 )发展月刊变 量
7、检验形式 ( C , T , K ) ADF 检验统计量 5% 临界值LNEX ( C , T , 0 ) - 2.4111 - 3.6920DLNEX ( C , T , 0 ) - 4.2675 - 3.7119LNEXP ( C , T , 0 ) - 3.2834 - 3.6920DLNEXP ( C , T , 0 ) - 5.2593 - 3.7119LNEXM ( C , T , 0 ) - 3.3137 - 3.6920DLNEXM ( C , T , 0 ) - 3.8203 - 3.7119LNFDI ( C , T , 4 ) - 1.7456 - 3.7921DLNFD
8、I ( C , T , 5 ) - 3.9450 - 3.8730LNREET ( C , T , 0 ) - 2.7920 - 3.6920DLNFDI ( C , T , 0 ) - 4.4209 - 3.7119154学 术 纵 横责任编辑闫丽梅 E- mail : LNEX=0.5437LNFDI(- 2)+2.01LNREET+AR(2)=0.6452+MA(1)=0.9617 ( 1 )( 5.14 ) ( 3.863 )R2=0.9185 DW=1.9384LNEXP=29.94+0.03854LNFDI(- 2)+0.1806LNREET+AR(1)=0.9981 ( 2 )(
9、 0.4743 ) ( 0.07813 )R2=0.8710 DW=1.94LNEXM=0.5402LNFDI(- 2)+1.9596LNREET+AR(2)=0.6521+MA(1)=0.9588 ( 3 )( 3.8896 ) ( 4.4896 )R2=0.9349 DW=1.9073回归方程 ( 1 ) 、( 2 ) 、( 3 ) :根据时间序列的标准建模过程 , 首先要对各时间序列进行平稳性检验。 ( 见表 1 )表 1 各变量的平稳性检验注 : 本表中 ADF 检验采用 Eviews3.1 软件计算 , 其中检验形式( C,T,K ) 分别表示单位根检验方程包含常数项、时间趋势和滞后
10、阶数 , D 表示差分算子。由表 1 可知 , 各时间序列变量都是非平稳的 , 它们的一阶差分都是平稳的 , 它们都是一阶单整的 , 即都是 I( 1 ) 序列。( 三 ) 协整分析为避免伪回归 , 就要对所建立的模型进行协整检验。要保证一些包含单整变量的模型有意义 , 就需要各变量的单整阶数相同 , 且单整变量之间存在协整关系。本文运用Johansen 技术进行协整检验。检验结果表明 , 总出口函数初级产品出口函数和制成品出口函数这三个函数都在 5% 的显著性水平上拒绝了不存在协整向量的零假设 , 各函数均存在惟一的协整关系。( 四 ) 回归结果与结论所对应的回归方程分别见 ( 1 ) 、(
11、 2 ) 、( 3 ) :从回归方程 ( 1 ) 、( 3 ) 来看 , 外商直接投资额与汇率对我国的出口 ( 总量 ) 和工业制成品出口均产生了积极的影响( 从外商投资资金的到位到形成出口能力有两年的滞后期 ) 。从回归方程 ( 2 ) 来看 , FDI 和实际汇率的 t 统计量不显著 , 说明外商直接投资与汇率对初级产品出口的影响甚微。这说明我国的利用外资政策和人民币贬值的汇率政策主要增加了制成品出口 , 从而扩大了我国产品的出口。制成品出口反应敏感而初级产品反应迟钝的原因 , 可能与初级产品价格弹性低与制成品以及 FDI 和加工贸易发展对初级产品需求旺盛有关。从回归系数来看 , 长期来说
12、 , FDI 每增加1% , 将使出口总额增加 0.5437% ,制成品出口增加 0.5402% , 我国出口增长 99% 来自于制成品出口的增长 , 表明外商直接投资对制成品出口的促进作用明显大于对初级产品出口的促进作用 , 这说明外商直接投资对我国出口的促进作用主要是通过促进工业制成品的出口来实现的 ; 而人民币每贬值 1% , 将使我国的出口总额增加 2% , 制成品出口增加 1.96% , 其作用明显大于外商直接投资对我国出口的影响 , 说明改革开放以来我国的汇率政策在促进出口快速增长方面是极为有效的。三、小结FDI 主要流入我国的第二产业 , 同时出口产品中工业制成品所占比重稳步提高
13、 , 近年来一直保持较大比重 , 说明了 FDI 流入产业分布结构与出口产业分布存在“ 重叠性”特征。除个别年份存在差异以外 , 总体上外资企业出口结构与中国出口结构变动趋势大致同步。协整分析表明 ,FDI 对制成品出口的促进作用明显大于对初级产品出口的促进作用 , 这说明 FDI 对我国出口的促进作用主要是通过促进工业制成品的出口来实现的。总体而言 , FDI 通过资本形成效应和技术外溢效应 , 对我国出口贸易结构优化的作用功不可没。参考文献1 朱廷 . 外国直接投资的贸易效应研究 M. 北京 : 人民出版社 , 20062 中国对外经济贸易白皮书 M. 北京 : 中国金融出版社 , 20013 陈焰 , 陈永志 .2003 年诺贝尔奖获得者格兰杰及其协整理论 J. 经济资料译丛 , 2004 ( 2 )4 戴金平 . 外国直接投资与发展中国家的出口促进 D.南开大学 , 19945 江小涓 . 中国的外资经济 对增长、结构升级和竞争力的贡献 M. 北京 : 中国人民大学出版社 , 2002珺
