1、 简论外商直接投资对我国对外贸易效应的实证外商直接投资对我国对外贸易效应的实证论文导读：本论文是一篇关于外商直接投资对我国对外贸易效应的实证的优秀论文范文,对正在写有关于外商论文的写有一定的参考和指导作用,，也提高了我国商品进出口在世界商品进出口中的排名。1980 年，我国商品出口额仅占世界商品出口总额的 0.9%，进口额比重为 1%，到 2010 年，我国商品出口额占世界商品出口总额的比重上升到 10.3%，进口额比重上升到 9.1%（见表-2）。在世界商品出口额的排名也由原来的第26 位跃居到第 1 位，进口额的排名由原来的第 21 位上升到第 2 位，仅次于美国。摘要 文章综合运用定性和
2、定量相结合的策略，系统地研究了外商直接投资（FDI）对我国对外贸易的影响效应。研究结果表明，外商直接投资额对我国的贸易总额、出口总额和进口总额均产生了积极的影响，外商直接投资对我国出口额的影响要大于对进口额的影响。应不断优化外商投资软环境，提高利用外资的规模与质量，引导外商直接投资的资金流向，从而提高外商直接投资对我国对外贸易的积极效应。关键词FDI；对外贸易效应；实证研究A 1002-736（ 2013）03-0041-05改革开放以来，我国对外贸易得到了飞速发展。根据国家统计局 2011 年统计公报显示，2011 年货物进出口总额 3.6421 万亿美元，比上年增长 22，5%。其中，出口
3、 1.8986 万亿美元，增长 20.3%；进口 1.7435 万亿美元，增长 24.9%。进出口差额（出口减进口）1551 亿美元，比上年减少 264 亿美元。全年非金融领域新批外商直接投资企业 2.7712 万家，比上年增长 1.1%。实际使用外商直接投资金额 1160 亿美元，增长 9.7%。我国已经成为仅次于美国的世界第二大贸易国，第一大贸易出口国。我国对外贸易迅猛发展的一个重要理由是外商直接投资的大量涌入和外商投资企业对外贸易的快速发展。我国已经成为吸收外商直接投资最多的国家，这对我国经济社会的快速发展起到非常大的推动作用。因此，研究 FDI 对我国对外贸易效应的影响，对进一步推进对
4、外贸易和社会经济的发展都将具有现实作用。一、文献综述（一）国外学者的研究国外学者对外商直接投资与对外贸易效应的关系进行了大量的实证研究。20 世纪 70 年代初期，Douglas.D.Pitz 等提出。FDI 可以提高东道国出口产品的效率，可以刺激本国的进口；同时，FDI 可以带动本国产品出口，国际投资在很大程度上有推动贸易的作用。20 世纪 70 年代末期，日本学者小岛清提出了 FDI 与国际贸易具有互补效应的小岛清模型。小岛清认为，国际分工既能解释国际贸易，也能解释国际直接投资，因此，国际直接投资和国际贸易可以统一在国际分工原则的基础上。H.Hill（1990）通过对外国直接投资与东道国进
5、口的相互关系进行研究，研究结果表明，外国投资与进口的相关性不如与出口的关联密切，但由于外国直接投资企业从母公司进口中间产品、资本品及劳务的倾向较强，外国直接投资因而可增加东道国进口。Grahamt 和 Krugman（1993 ）进行总量研究和分行业研究，研究结果表明，外国投资对东道国出口具有显著的带动作用，外国直接投资和东道国出口存在强相关性。Lee.Honggue（1995）研究了韩国对外直接投资的电器行业，研究结果指出，韩国电器行业企业对外直接投资的动因主要表现为维持和扩大出口的需要，即通过对外直接投资提高出口产品的竞争力。（二）国内学者的研究江小涓（1999）通过实证分析，认为 FDI
6、 流入对扩大中国出口规模和提升中国出口商品结构均有突出贡献。刘恩专（1999）研究了外商直接投资的出口贸易效应，同时结合新贸易效应理论分析了外资对我国出口贸易的影响。黄晓玲（2001）研究了外商直接投资与对外贸易的相互关系及其对工业化演进的影响，认为外商投资客观上对提升中国产业高度外商直接投资对我国对外贸易效应的实证由.zgl）、出口额（ Ex）以及外商直接投资（FDI），其中，进出口贸易值是根据年鉴上以美元表示的数据经当年平均汇率处理后而得到，进出口贸易和汇率数据于中国统计年鉴。为了消除价格变动因素对中国 FDI 和进出口贸易的影响，利用中国统计年鉴上以 1978 年为基期的居民消费价格指数
7、对 FDI 和进出口贸易值进行缩减求得实际值以使数据更加具有可比性。另外，为了消除样本数据中存在的异方差，对变量取对数。用 InFDI 表示外商直接投资的对数；lnTR 表示进 外商直接投资对我国对外贸易效应的实证论文导读：本论文是一篇关于外商直接投资对我国对外贸易效应的实证的优秀论文范文,对正在写有关于外商论文的写有一定的参考和指导作用,，7335）。 四、倡议 （一）不断优化外商投资软环境 健全的政策法治环境是吸引外商投资的前提条件，也是增强外商投资信心的重要保障。所以，我们要把优化政策法治环境作为优化外商投资软环境的首要环节，按照世贸规则的要求，着力构建服务外商的政策法规平台。要完善服务
8、环境，提高政府部门的服务效率，树立为外企服务的思想出口额的对数；lnEX 表示出口额的对数；lnlM 表示进口额的对数。首先，进行相关系数分析。两个变量之间线性相关程度可以用简单线性相关系数度量，利用相关系数公式，计算两个变量之间的相关系数。为进一步说明它们之间相关性的强弱。我们借助 EVie 分别代表我国 19852010 年的进出口总额、出口总额和进口总额，单位为“亿美元”；FDI 表示我国 19852010 年的外商直接投资存量额（亿美元）；代表弹性系数，即我国外商直接投资和我国贸易总额的弹性系数，“代表随机误差项。为了研究方便，并考虑到各时间序列数据经过对数处理后不会转变其性质和关系，
9、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 LNTR、LNEX、LNIM 、LNFDI 。在建立模型前，还需要对以上变量的假设条件进行检验，即检验变量间是否通过单位根检验，只有在通过检验的基础上，我们才能根据数据建立模型，模型才有作用。1.单位根检验。根据时间序列的标准建模过程，首先要对各时间序列进行单位根检验，只有他们都是同阶平稳的，才能对他们进行估计测评。在此，我们使用 Evie 的一阶差分都是 1%平稳的；LNFDI 的一阶差分是 5%平稳。因此，各时间序列变量在同阶平稳的，可以对它们进行估计测评。2.协整检验。为避开伪回归，我们就要对所建立的模型进行
10、协整检验。要想保证一些包含单整变量的模型有作用，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。检验结果见表-5。表-5 JJ 协整检验结果在 5%的显著性水平下，对于协整方程个数的原假设依次.检验，迹统计量 31.56261 大于临界值 24.27596，所以拒绝原假设，即认为三个变量存在协整关系；迹统计量 9.422682 小于临界值 12.32090，所以接受原假设。因此，lnTR 、lnEX 、lnlM 在 5%的显著性水平下存在一个协整关系。3.回归分析。前述的三个模型所对应的回归方程为：从方程（4）我们可知，LNFDI 前的系数为
11、 0.7787，该数值反映了外商直接投资与我国贸易的弹性关系，即当外商直接投资每增加 1 个百分点，则将推动我国贸易总额增长 0.7787 个百分点，而且其符号为正，说明外商直接投资与我国贸易总额是正向的推动关系，即互补关系，同时验证了前面描述中所显示的外资与贸易的关系；从方程（5）中，我们得知 LNFDIC 前的系数为 0.8283，这说明外商直接投资与我国的出口额之间的弹性关系为 0.8283，即外商直接投资每增加 1 个百分点，将推动我国出口额增长 0.8283 个百分点；同理，方程（6）中，系数为 0.7335，即表明外商直接投资每增加 1 个百分点，推动我国进口额增长 0.7335
12、个百分点。外商直接投资对我国出口额的影响要大于对进口额的影响 0，7335）。四、倡议（一）不断优化外商投资软环境健全的政策法治环境是吸引外商投资的前提条件，也是增强外商投资信心的重要保障。所以，我们要把优化政策法治环境作为优化外商投资软环境的首要环节，按照世贸规则的要求，着力构建服务外商的政策法规平台。要完善服务环境，提高政府部门的服务效率，树立为外企服务的思想观念，完善服务体系，依法加强管理，坚决制止乱收费。（二）提高利用外资的规模与质量加大政策扶持力度，突出抓好产业招商项目的策划、包装，加快推进项目落地进程。通过境外重大经贸活动，开展专项对接，提高项目签约率；组织开展有针对性的专业招商推动活动；依托国内外知名中介机构、高端媒体等，提升城市知名度，提高招商质量水平。（三）引导外商直接投资的资金流向一是巩固亚洲市场，发展欧美市场。二是合资与独资兼顾，鼓励独资企业发展，同时积极推动股份制、收购兼并等其它投资方式的发展。三是积极鼓励外商对技术和知识密集型投资，提升产业结构，提高效益。
