FDI对浙江出口总量影响实证分析

□文/庞 听 戴瑞姣

一、引言

关于FDI与贸易关系的理论研究主要以蒙代尔的替代关系和小岛清的互补关系为主。蒙代尔认为，一种商品可以通过贸易或投资方式进入一国市场，选择了投资，便会替代贸易，尤其是在两国生产函数相同或类似的情况下；小岛清则认为，FDI可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大规模上进行。近几年来，国内学者关于FDI与进出口贸易的关系做了大量的实证研究。刘恩专、杨迤通过相关分析和回归分析认为外商直接投资对我国进出口贸易有着重要的促进作用。许和连、赖明勇利用协整分析技术和误差修正模型进行分析后发现，外商直接投资对我国出口贸易产生了积极的促进作用。李琴研究表明，FDI流入与我国进、出口之间存有长期稳定的正相关关系。封福育、王少平通过FDI与我国进出口之间的实证研究，发现FDI与我国出口贸易之间存在着一种长期、稳定的均衡关系。胡求光、黄平川的研究表明，外商直接投资对浙江进出口贸易总额存在积极的拉动效应。从已有的文献来看，这些研究大部分是从国家层面来研究FDI对出口贸易的影响。而对于浙江这样一个出口大省来说，研究FDI对出口总量的影响，具有十分重要的意义。

改革开放初期，浙江利用外资的规模很小，进入20世纪九十年代，浙江成为外商投资的热点地区。截至2008年底，浙江已累计批准外商直接投资项目44，035个，投资总额2，571.47亿美元，合同外资1，362.26亿美元，实际外资660.53亿美元。在外资流入不断增长的同时，浙江出口总量从1986年的12.93亿美元上升到2008 年 的 1，542.67亿美元，年平均增长速度远远高于全国。那么，FDI与出口总量之间是否存在一种长期稳定的关系呢？FDI的增长是否对浙江出口总量的增长有所贡献呢？

二、外商投资企业对浙江出口总量的贡献

外商投资企业作为FDI流入的典型代表，其对浙江出口总量的贡献可以折射出FDI对浙江出口总量的影响。本文将通过以下两个指标来衡量外商投资企业对浙江出口总量的贡献。

（一）外商投资企业出口额占浙江出口总额的比重。20世纪九十年代以来，浙江出口总额的大幅度增长，在很大程度上得益于外商投资企业出口的快速增长，主要体现为外商投资企业的出口额在浙江出口总额中的比重大幅度上升。外商投资企业的出口额占浙江出口总额的比重从1992年的10.59%不断上升，2001突破了30%，2006年达到了37.62%。由于全球金融危机的冲击，2007年和2008年有所下降，2008年为35.17%，1992～2008年浙江外资企业的出口比重变化见图1。图1从较为直接的角度说明了外商投资企业对浙江出口总量的促进作用。（图1）

图1 1992～2008年浙江外商投资企业出口比重

表1 浙江外商投资企业对出口总量的贡献度和拉动度

（二）外商投资企业对浙江出口总量的贡献度和拉动度。为了更清楚地衡量外商投资企业对浙江省出口总量的影响，我们引入外商投资企业对浙江出口的贡献度和拉动度这两个指标。贡献度是指外资企业出口增量占浙江出口增量的比重；拉动度是指贡献度与浙江出口增长率之间的乘积。（表1）可以看出，外商投资企业对浙江的出口总量始终保持着正的贡献度和拉动度，可见两者之间存在着正的相关关系。1996年浙江外资企业的贡献度达到了206.67%，这说明在外资企业出口额迅速增加的同时，浙江内资企业出口是下降的，呈负增长状态；从总体上来说，外资企业不但弥补了内资企业的出口下降，而且还带动了浙江出口总额的增加。由于亚洲金融危机的冲击，严重地影响了浙江外资企业和总体的出口水平，1997年和1998年，外资企业对出口的贡献度和拉动度都比较低。从1999年起，外资企业的出口对浙江出口的贡献度稳定在30%以上，拉动度也保持在10%以上或接近10%。从表1中的相关数据中可以看出，外商投资企业对出口总量的贡献度和拉动度说明它对浙江出口总量增长的显著贡献。

三、实证分析

（一）数据选取及说明。本文采用的样本数据是1992～2008年浙江实际外商直接投资金额（FDI）、浙江出口总额（EX）。为消除数据中存在的异方差，并考虑到各时间序列经过对数处理后不会改变其性质和关系，因此对以上数据取自然对数。

（二）单位根检验。由于经济变量时间序列往往是非平稳的，检验结果容易出现“伪回归”，因此首先要对经济变量时间序列进行平稳性检验，又称单位根检验。本文采用ADF方法进行检验，LNFDI和LNEX的检验结果见表2。（表2）可以看出，LNEX、LNFDI在 1%、5%、10%的显著水平下都不能通过ADF检验，即他们的时间序列都是非平稳的。而△LNFDI、△LNEX分别在10%的显著水平下通过ADF检验，说明变量的一阶差分是平稳的，即这些变量具有一阶单整性。

（三）协整检验。如果对于时间序列Yt=（Y1t，…，Ymt），Yit是同阶单整，并且存在一个向量β，使得β.Yt是平稳的，那么就称序列Yt存在协整关系。协整是对非平稳经济变量之间的长期均衡关系的统计描述。

下面采用AEG两步法来检验LNEX和LNFDI之间是否存在协整关系，若所得到的回归模型中的残差序列具有平稳性，则LNEX和LNFDI存在协整关系。首先，对两个变量用OLS法进行协整回归，得到对应的回归方程：

表2 LN EX和LN FDI的A D F检验结果

表3 残差的A D F检验结果

其次，对残差进行平稳性检验，结果如表3所示。（表3）表3表明：残差e在10%临界值水平下为平稳序列，即LNEX和LNFDI存在协整关系。

从协整的回归结果可知，t值和F值都比较大，解释变量LNFDI通过了显著性检验，表明LNFDI是影响LNEX的主要因素。，表明方程的拟合效果比较好，LNEX总变动中的93.02%是由LNFDI来解释的。从长期看，外商直接投资促进了浙江出口总量的增长，FDI每增加1%，出口总量则增加1.15%。

（四）建立误差修正模型。协整检验已经证明序列LNEX和LNFDI之间存在协整关系，即长期均衡关系。而这种长期均衡关系是在短期波动的不断调整下得以实现的，故可建立误差修正模型（ECM）分析这种调节机制。根据LNEX和LNFDI之间存在的协整关系，整理得误差修正模型的回归方程如下：

误差修正项反映了本期对上期的修正程度，从上述的误差修正模型的回归方程中可以得知，误差修正系数为负数，符合反向修正机制；R2比较小，可能是缺少某些解释因素所致，但不影响已有变量间的关系为负数，此时的没有意义。

该模型结果表明：短期内LNEX和LNFDI会偏离他们的长期均衡水平，但他们的关系会由短期偏离向长期均衡进行调整。误差修正系数为-0.1015，即每年浙江的出口总量与其长期均衡值中的偏差有10.15%被修正，也就是出口总量每年对上一年的非均衡偏离的纠正程度是10.15%。

四、结论

（一）协整分析发现浙江的FDI与出口总量之间存在着长期均衡关系。从误差修正模型中可以看出，FDI与出口总量之间的关系由短期偏离向长期均衡的调整速度较快，每一年对上一年的修正速度是10.15%，这也揭示了FDI与浙江出口总量之间的长期均衡关系。

（二）FDI和出口总量之间存在正相关关系，即出口总量会随着FDI的增长而增长。这与国内学者对FDI与出口总量关系的研究结果基本一致，即两者之间的关系符合“FDI-贸易互补关系”。

（三）FDI通过两种途径影响浙江出口总量。一方面是外商投资企业利用浙江省的比较优势后引起出口大量增加，从而导致浙江出口总量的增加；另一方面是由于浙江内资企业在外商投资企业竞争压力下不断提高生产率和产品质量从而引起出口大量增加，进而导致浙江出口总量的增加。

（四）FDI对浙江出口总量的增长起着明显的推动作用。一是外商投资企业利用浙江低廉的劳动力成本、丰富的自然资源和优惠的引资政策大量生产商品，这些商品用来大量出口，FDI的这种外向型特征对浙江出口总量的影响很大；二是外资企业自身所拥有的雄厚的资本、先进的技术、高素质的劳动力，形成了强大的核心竞争力，在分销渠道、营销技巧、管理技术、市场开拓经验方面比内资企业更具比较优势，具有促进出口的作用。

[1]刘恩专.外商直接投资的出口贸易效应分析[J].当代经济学，1999.2.

[2]杨迤.外商直接投资对中国进出口影响的相关分析[J].世界经济，2000.2.

[3]李琴.FDI流入与我国对外贸易关系的实证分析[J].世界经济研究，2004.9.