FDI對我國出口貿(mào)易的影響及其實(shí)證研究

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文FDI對我國出口貿(mào)易的影響及其實(shí)證分析指導(dǎo)教師：龐皓 魯萬波課題小組：國際商學(xué)院2002級2班成員：陳炫樺 李永斌 王若溪 周睿思 高嵩完成時間：2004年9月12月FDI對我國出口貿(mào)易的影響及其實(shí)證分析【摘要】本文從實(shí)證的角度驗(yàn)證了外商直接投資(FDI-ForeignDirectInvestment)對我國 出口(EX-Export)有明顯的互補(bǔ)效應(yīng)，符合小島清的貿(mào)易投資模型。肯定外商直接投資的 同時也提出問題，并從戰(zhàn)略發(fā)展角度給出了政策建議?！娟P(guān)鍵詞】對外開放 外商直接投資外商投資企業(yè)出口(EXFC-ExportofForeignCompany)替代效應(yīng) 互補(bǔ)/促進(jìn)效應(yīng)

2、政策轉(zhuǎn)型一、研究問題隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的加快，國際間資本、勞動力等生產(chǎn)要素的流動越來越頻繁。 國外直接投資由于其高效性和安全性的優(yōu)勢一直以來都是資本流動的主要形式(約占80%)。從我國來講，引進(jìn)外資是“對外開放”基本國策的重要組成部分。自1978改革 開放以來我國在吸引外資上做出了極大的努力，從1993年起一越成為僅次于美國的世界 第二大引資國。外商投資企業(yè)對我國國民經(jīng)濟(jì)的增長做出了重要貢獻(xiàn)，外商的直接投資 對我國出口貿(mào)易產(chǎn)生了巨大的影響。二、主要的相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論由外商直接投資產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)主要有兩個理論模型：一個是由諾貝爾獎得主Mundell. R .A提出的貿(mào)易替代效應(yīng)；另一個是由日本學(xué)

3、者小島清在Mundell模型的基礎(chǔ)上拓展的貿(mào)易互補(bǔ)創(chuàng)造效應(yīng)。Mundell模型是在H OS(赫克歇爾俄林薩繆爾森)要素稟賦比率定理的假定條 件下構(gòu)造起來的。Mundell. R . A提出：一種商品可以通過貿(mào)易或投資的方式進(jìn)入另一國 市場，貿(mào)易與投資之間具有替代性。貿(mào)易國當(dāng)面對貿(mào)易上的障礙時，會更愿意在目標(biāo)國 直接投資生產(chǎn)。直接投資該模型的結(jié)論是：在存在國際貿(mào)易壁壘的情況下，如果直接投 資廠商始終沿著特定的軌跡實(shí)施跨國直接投資，那么這種跨國直接投資就能夠在相對最佳的效率或最低的生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)換成本基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)對商品貿(mào)易的完全替代。日本一橋大學(xué)的小島清教授對Mundell模型提出了挑戰(zhàn)，提出了貿(mào)易的

4、互補(bǔ)效應(yīng)。小島清教授提出：國際直接投資已不再是簡單的資本流動，而是包括資本、技術(shù)、經(jīng)營管理和 人力資本的總體轉(zhuǎn)移，帶來的先進(jìn)生產(chǎn)函數(shù)使得東道國的生產(chǎn)效率提高，生產(chǎn)出更多的 商品，最終會創(chuàng)造新的貿(mào)易機(jī)會。以上兩個模型的理論一個抑制一個是促進(jìn)，在世界貿(mào)易中同時存在，作用是相互抵消 的。不同的國家有不同的具體表現(xiàn)。現(xiàn)在我們組就從實(shí)證角度分析FDI對我國出口貿(mào) 易產(chǎn)生的影響。三、計(jì)量模型的建立在進(jìn)行實(shí)證分析的過程中，根據(jù)以上的經(jīng)濟(jì)理論我們選取了我國出口額、外商直接投 資、外商投資企業(yè)出口額的相關(guān)數(shù)據(jù)。表一：19832002年我國EX FDI、EXFQ的相關(guān)數(shù)據(jù)（單位：億美元）年代EXFDIEXFC19

5、832226.363.3036198426112.580.6894198527416.582.967198630918.745.8203198739423.1412.0809198847531.9424.5642198952533.9249.132199062134.8778.1379199171943.66120.47251992849110.07173.56191993917275.15252.371719941210337.67347.129719951488375.21468.758719961511417.25615.063619971827452.57748.99861998183

6、7454.63809.618919991949403.19886.276620002492407.151194.412120012661468.781332.18120023256527.431699.8509數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國對外貿(mào)易年鑒E X-我國出口額F D I-外商直接投資EXFC-外商投資出口額利用EVIEWS軟件分別做出散點(diǎn)圖如下：40003000-QX 2000O Q Qa o1000-d Ck D0-著不同程度的非線性表現(xiàn)。從圖上可以看出：（1）FDI數(shù)據(jù)存在分段;2）無論是FDIa =0.05時，df=18 t0.05(18)=2.093 t=15.17t0.05(

7、18)FDI存在分段的原因在于：1992年是在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上具有重要意義的一年。1992年以前的招商引資是摸索試探性的“先試點(diǎn)，后推廣”。1992年，鄧小平“南巡”講話和黨的十四大明確指出，社會主義也能搞市場經(jīng)濟(jì)，以市場經(jīng)濟(jì)體制的建立為標(biāo)志，打開 了我國改革開放的新局面。政策的深化和開放范圍的空前擴(kuò)大有力地推動了外商對華直 接投資的迅速增長。存在非線性的原因同樣在于政策的波動。外商投資和國際貿(mào)易是關(guān)系國家生存的敏感區(qū) 域。政策干預(yù)較多，并且政策干預(yù)的效用也較大。(1) 對于第一個問題的解決：引入虛擬變量1992年以后的政策更加“外向”，隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境和政治制度的改善，生產(chǎn)效率的提高， 外商投資

8、的“出口效用”增大，故可以視作結(jié)構(gòu)性的變化。設(shè)定模型為：Y = C(1) + C(2)*DT + C(3)*(DT*X1) + C*X1 + C(5) *X2+UtDT虛擬變量，DT=1(1992年前)|0(1992年后)； X 仁 Log (FDI) ； X2=Log (EXFC)對模型用EVIEWS進(jìn)行OLS法估計(jì)得：Y=3.2075+1.8517*DT-0.3572*(DT*X1)+0.4755*X1 + 0.2201*X2VariableCoefficientStd. Errort- StatisticProb.C3.2074530.7347744 3652270 0006DT1.85

9、16670.8076112.2927580.0367DT*X1-0.3572020.167053-2.1382590,0494X10.4754760.1473363.2271660.0056X20.2200920.0577993.8079010.DD17R-squared0.969102360465Adjusted R-squared0.960862989922但X1和X2存在 0.946608185949 的相關(guān)度。經(jīng)過分析剔除X2后，得:Y = 2.818+ 1.1884*DT - 0.1420*(DT*X1) + 0.7826*X1VariableCoefficientStd, Erro

10、rbStatisticPrab.C2.B180490.9380022.85226900115DT1.1894191 0700091.1098340.2835DTX1-0 1420320.213462-0 6E537405153X107826660.1674064&752S30.DD03R-squared0.939234414074Adjusted R-squared0.927840866713對Dt進(jìn)行a =0.05時，df=16 t0.05(16)=1.746 t=1.110t。.。5(17)t檢驗(yàn)顯著對LNEXFC進(jìn)行t檢驗(yàn)a =0.05時，df=17 t0.05(17)=2.11

11、 t=3.54t0.05(17)t檢驗(yàn)顯著從經(jīng)濟(jì)意義上說，LNFDI 和 LNEXFC 的系數(shù)均為正，證明與EX存在正相關(guān)。FDI每變動1%EX平均變動0.25%；EXFC每變動1%EX平均變動0.2%。2檢驗(yàn)多重共線性：Correlation! MatrixLNEXFCLNFDILNEXFC1.0000000.9466D8LNFDI0.9466081.000000證明存在明顯的多重共線性，對該模型進(jìn)行修正。逐步回歸：a.LNEX=4.30+0.54LNFDIVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C4.2986000.17121125.107

12、0810000LNFDI0.5354060.03529515.16953J 0000R-squared0.927452921228Adjusted R-squared0.923422527962b.LNEX=5.15+0.35LNEXFCVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProti.C51493850.11016246 743570.0000LNEXFC0.3473840 02116416.414240.0000R-squared0.937375451287Adjusted R-squared0.933896309692從經(jīng)濟(jì)意義上講，F(xiàn)DI是影響

13、EXFC的根本原因，本文主要考察FDI對我國出口的影響，在二者的可決系數(shù)相差不遠(yuǎn)的情況下，我們決定舍棄EXFC，保留FDI。R-squared0.958228993896Adjusted R-squared0.953314757884a =0.05時，df=18 t0.05(18)=2.093 t=15.17t0.05(18)即修正后得模型為：LNEX=4.30+0.54LNFDI2R =0.9275擬合程度較高。 對LNFDI進(jìn)行t檢驗(yàn)t檢驗(yàn)顯著從經(jīng)濟(jì)意義上說，LNFDI 的系數(shù)為正，證明與EX存在正相關(guān)，F(xiàn)DI每變動1%EX平 均變動0.54%。符合小島清的經(jīng)濟(jì)理論。3異方差檢驗(yàn)：ARCH

14、 Test:F-statistic0.298327Probability0.826008Obs*R-squared1.094976Probability0.778287N=17 df=3a=0.05查表得臨界值為7.81大于1.09所以不存在異方差 自相關(guān)檢驗(yàn)根據(jù)模型LNEX=4.30+0.54LNFDIDurbi n-Watson stat0.549508N=20 k=1a=0.05查德賓檢驗(yàn)表 上限du=1.411;下限dL=1.201 oDW值0.55小于下限。因此，存在一階正自相關(guān)。 修正自相關(guān)：a.用廣義差分法修正pA=i_DW/2=0.7253VariableCoefficient

15、Std. Error t-StatisticProb.C1.3730050.1494309.1852270 0000DLNFDI0.4124520.0979314.2116650.0006R-squared0510624Mean dependent var1 982181Adjusted R-squared0.481537SD dependent var0.223456S.E. of regression0.164451nAkaike info criterion-0.6731 11Sum squared resid0 459748Schwarz criterion-0.573697Log l

16、ikelihoad8 394558F-statistic1773813Durbin*Watson stat0.992926ErsiMF-statistic)0.000587由上表的DW統(tǒng)計(jì)量來看，仍然存在一階正自相關(guān)。b.用迭代法修正VariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prab.019.8086231 069260 6375630.532SLNFDI0.0010100.0732510.0137900 9892AR(1)0.9892380.02591438.174120.0000R-squared0,990253Mean dependent wa

17、r6 942603Adjusted R-squared0.989035S.D. dependenit var0.306713S.E. of regression0.D34475Akaike info criterion-1.960706Sum squared resid0.114176Schwarz criteriond.811664Log likelihood21.62747F-statistic812.7773Durbin-Watson stat25331110.000000Inverted AR Roots.99此時，1.411DW=2.5334-1.411=2.589已經(jīng)不存在一階正自

18、相關(guān)。LNEX=19.8086+0.0010LNFDI+0.9892*AR(1)模型建立完畢。五、模型與理論的擬合經(jīng)模型分析表明，F(xiàn)DI對我國的出口貿(mào)易存在著顯著的正相關(guān)性，且系數(shù)較高。也就是說 外商的投資極大地促進(jìn)了我國產(chǎn)品向國際市場的出口。這與小島清的理論相吻合，F(xiàn)DI對東道國對外貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)在我國得到了充分的體現(xiàn)。其經(jīng)濟(jì)上的原因在于：(1)M undell模型適用的一個外部顯性條件是：投資國先前遇到了貿(mào)易壁壘而“更愿意”選擇以投資的方式進(jìn)入。而事實(shí)上我國自1978年來就秉著“開放”的基本國策，不斷為“開放”而尋求政策上的“改革”。貿(mào)易壁壘在大范圍上 是不存在的。(2)FDI的資本形式的

19、注入為我國帶來了大量的資金，促進(jìn)了市場經(jīng)濟(jì)建設(shè)。(3)小島理論更強(qiáng)調(diào)的是資本溢出。不是“純”資本形式的流動，而是包括技 術(shù)，經(jīng)營管理技能的總體轉(zhuǎn)移。對投資國來說，這才是利潤的源泉(小島模 型甚至不考慮投資國與被投資國之間的貨幣資本的增減)。那對于被投資企業(yè)來說，F(xiàn)DI所帶來的先進(jìn)的生產(chǎn)函數(shù)將通過員工，經(jīng)營管理者的培訓(xùn)等形式 固定普及下來。加上外資企業(yè)對國外市場更了解，在營銷手段，分銷渠道等 方面具有優(yōu)勢。特別當(dāng)國外對我國采取外資歧視政策時，外資企業(yè)出口方面 的天然優(yōu)勢就更為突出。再加上我國在相當(dāng)長時間實(shí)行出口導(dǎo)向型政策，EXFC對EX的貢獻(xiàn)也不可忽視。(4)FDI的進(jìn)入被稱為“狼來了”，在很大

20、程度上刺激了國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)積極性。 并且國內(nèi)企業(yè)在學(xué)習(xí)借鑒外商企業(yè)后，提高了技術(shù)水平，改善了管理理念。這些都實(shí)現(xiàn)了小島清所謂的先進(jìn)生產(chǎn)函數(shù)的轉(zhuǎn)移，提高了生產(chǎn)效率。(5)FDI的進(jìn)入往往有著國外的政治文化背景，促使我們國家優(yōu)化政治經(jīng)濟(jì)制度， 改善市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境，也在“軟條件”上促進(jìn)了生產(chǎn)效率的提高?？偟膩碚f，我們可以根據(jù)小島的解釋，即FDI及其外溢效應(yīng)帶動了生產(chǎn)效率的提高，促進(jìn)了我國(出口)貿(mào)易，也在更大程度上促進(jìn)了我國國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。六、政策建議論文的分析表明，F(xiàn)DI對我國貿(mào)易的來說地位舉足輕重。從整體上和長期看，要繼續(xù)保持FDI的貿(mào)易效應(yīng)，促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，乃至促進(jìn)整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。須注意以下幾個方面：（1） 保持相當(dāng)規(guī)模的FDI流入，提高FDI的質(zhì)量水平。目前，我國流入的FDI規(guī)模僅 次于美國，然而卻有出現(xiàn)增幅減小的勢頭，尤其在亞洲經(jīng)濟(jì)尚未完全恢復(fù)，全球 通貨緊縮的趨勢下，必須發(fā)揮我國的招商引資的優(yōu)勢，確保FDI的相當(dāng)微流入規(guī) 模。（2） 引外資向西部?，F(xiàn)階段的外資流向多在東部沿海地區(qū)，對西部的影響有限。在西 部大開發(fā)的方針下，應(yīng)加大力度改善西部的投資環(huán)境，吸引外資注入西部廣闊的 市場。這也有利于我國經(jīng)濟(jì)水平的提高（3） 優(yōu)化外商直接投資環(huán)境。目前在我國硬件環(huán)境一般不構(gòu)成FDI流入的瓶頸，而投 資的軟環(huán)境則大有必要進(jìn)一步完善和提高