FDI与我国出口关系的实证研究

FDI与我国出口关系的实证研究

《》2009年第2

期

贸易经济

FDI与我国出口关系的实证研究

陈清萍

（安徽财经大学，安徽蚌埠

摘

233041）

要：文章通过对外商直接投资、我国对外直接投资、制成品出口和总出口的平稳性检验，发现外商直接投资和我国制成品

出口、我国对外直接投资和总出口之间分别存在长期稳定的关系；接着建立起了两个误差修正模型，并进行了因果关系检验，得出结论：我国引进的外商直接投资导致制成品出口，制成品出口的增加不是引起外商直接投资增加的原因；对外直接投资不是我国出口增加的原因，出口是对外直接投资变化的原因。外商直接投资、我国对外直接投资、制成品出口的计量模型进一步度量了三者之间的关系。

关键词：协整关系；E-G检验；误差修正模型；Granger非因果关系检验中图分类号：F752.62文献标识码：A文章编号：1672-0547（2009）02-0020-03

两者规模的相互影响，还体现在FDI与进出口贸易结构的1.文献回顾及问题的提出

国际直接投资与国际贸易是企业国际化经营的两种重关系上。本文结合外商直接投资、我国对外直接投资试图分要模式，两者关系极为密切，一直以来是研究和争论的焦点。析它们与制成品出口、总出口的关系，期望得到资本流动与

出口是否存在因果关系，从而为我国引资与投资提供一定从国外的研究成果来看，结论主要有三类：一是支持

论，这是由Robert.A.Mundell的借鉴。（1957）年最先提出的，他在标准贸易模型的基础上建立了贸易与投资的替代模型，认为2.实证分析如果两国的生产函数相同，则两者间的国际贸易与国际直由于统计数据的缺乏，样本仅设定在1982~2007年之接投资是完全替代的，支持他的观点的还有Porter（1990）、间。1982~2004年数据来源：外商直接投资数据来自历年的

（1992）、（1993）、（1996）；二是互补《中国统计年鉴》，对外直接投资数据来自联合国贸发委网HeinLucasJun和Singh论，这是由日本经济学家K.Kojima站（UNCTAD（1977）年提出来的，他认），对外贸易数据取自历年《中国对外经济贸易为国际直接投资是资金、年鉴》技术、管理经验的综合体转移，通；（http:2005~2007年数据均来自中国商务部官方网站过改变东道国的生产函数与消费水平，可以促进两国的贸）。ifdi表示我国实际吸收的外商直接///

投资流量，易发展，并建立起了著名的小岛清模型，同意这一观点的还ofdi表示我国对外直接投资，ex表示我国出口总

有Pfaffermayr（1994额，）、）以及JeonGoldberg和Klein（1998exm表示我国制成品出口额。在对这些序列的分析检验（2000）；三是不确定论，代表人物是Markuson和Svensson的过程中均取了对数，这样做不会改变原序列的性质和相（1985），他们论证了国际直接投资与国际贸易的相互关系互关系，但是分析起来更为方便，也更容易得到平稳数据。依赖于贸易与非贸易要素之间的合作关系，若为合作关系，（1）ADF检验

由于非平稳的时间序列变量之间经常发生伪回归现象则商品的贸易和生长要素的流动表现为一种互补关系，否

而造成结论失效，因此对经济变量的时间序列进行传统的则为一种替代关系。

从国内的研究成果来看，主要的分析方向有两个：一是最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序外商直接投资与我国对外贸易的关系，此类研究颇丰，结论列的平稳性，只有平稳的时间序列数据才能进行回归分析。比较一致，如龚晓莺（2007）我国对外贸易与国际直接投资若两时间序列数据非平稳且同阶单整，才可以进一步进行两者相互促进，但前者对后者促进作用不大；二是我国对外协整性检验，以确定时间序列变量之间是否存在某种长期

两者之间无长期稳定关系。在此，使用直接投资与对外贸易的关系，近年来这类研究有所增加，张稳定的关系。否则，

如庆（2005）认为出口推动对外直接投资，但对外直接投资其结果见表1。Eviews5.1对各时间序列进行DF/ADF检验，对出口的作用不明显；陈石清（2006）也通过实证表1序列平稳性DF/ADF检验结果分析得出对外直接投资对出口贸易的影响不显著

检验类型ADF临界值整合(A)DF检）通过引进引力模型，认为的结论，而项本武（2006变量

验统计值阶数(c,t,p)AICSC1%5%10%我国对外直接投资促进了我国对东道国的出口。

综合国内外研究成果，我们发现国外的实证lnifdi(c,t,3)-0.332622-0.035065-1.777865-4.4415-3.6330-3.2535

I(2)研究多以发达国家或地区为研究对象，国内的实

ddlnifdi(c,0,2)0.0635420.262499-4.034178-3.7856-3.0114-2.6457

证研究尚处于起步阶段，个体研究结果存在差异，

lnexm(c,t,3)-1.663665-1.366108-2.501183-4.4415-3.6330-3.2535

且将外商直接投资与对外直接投资结合起来研究I(2)的较少；此外FDI与贸易的相互关系不仅体现在ddlnexm(c,0,2)-1.475893-1.276937-3.898780-3.7856-3.0114-2.6457

收稿日期：2009-03-14

作者简介：陈清萍（1982-），女，安徽潜山人，安徽财经大学国际经济贸易学院讲师，硕士，研究方向：国际贸易理论与政策、国际投资。基金项目：安徽省教育厅2007年人文社科课题《中国境外直接投资与对外贸易关系研究》（编号：2007sk127）。

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协整检验可知，我国吸收的外商直接投资ifdi与制成品出口exm、对外直接投资ofdi与总出口ex之

dlnofdi(c,0,2)2.0975752.295946-4.064188-3.7667-3.0038-2.6417

间分别存在协整关系，则一定存在描述受制成品

lnex(c,t,0)-1.955925-1.809660-0.875379-4.3738-3.6027-3.2367

出口影响的外商直接投资、受总出口影响的对外I(1)

dlnex(c,0,0)-1.906388-1.808217-4.381541-3.7343-2.9907-2.6348之间投资由短期偏离向长期均衡调整的误差修正

模型。利用Eviews5.1得出两个误差修正模型分别为：注：（1）变量栏中ln*表示原变量*的自然对数，d*表示*的一阶

差分，dd*表示*的二阶差分；（2）检验类型栏括号中的c表示检验平稳（1）△lnifdit=0.232483+0.360832△lnifdit-1-0.723942△lnexmt-1-0.356403ecmt-1性时估计方程中的常数项，为0表示不含常数项；第二项t表示时间趋(2.719364)(2.335655)(-1.510527)(-3.884806)势项，为0表示不含时间趋势项；第三项p表示自回归滞后的长度，为R2=0.529869R_2=0.459350D.W.=1.357604F=7.5137890表示为DF检验；采用AIC和SC准则来评价效果，选择AIC和SC最（2）△lnofdit=0.207985-1.962469△lnext+2.440472△lnext-1-0.609594ecmt-1小的检验类型；（3）I(*)表示*阶单整序列。

(0.775485)(-1.666491)(2.143930)(-3.651056)

由表1可知，所有的原序列lnifdi、lnexm、lnofdi和lnex在R2=0.551167R_2=0.483842D.W.=1.913686F=8.186673

为非平稳序列；1%、5%和10%的显著水平下均没有通过检验，方程（1）、（2）中回归系数下面的数字表示回归系数的t统

而lnifdi和lnexm的二阶差分序列通过了检验，拒绝了存在单计值，ecm为误差修正项，反映了变量在短期波动中偏离它们位根的假设，表示这两个变量是二阶差分平稳的，即二阶单（1）和（2）的回归的长期均衡关系的程度，称为均衡误差。方程整，两者之间可能存在协整关系，可以进一步做协整检验；而决定系数R2和R_2较低、有可能是缺少其它解释变F值较小，

拒绝了存在单位根lnofdi和lnex的一阶差分序列通过了检验，（1）中，均衡误差量所致，但不影响已有变量之间的关系。方程

的假设，表示这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整，亦项均通过了1%的显著性水平检验，只有制成品出口滞后一期可检验两者间的协整关系。项显著性较差。该误差修正模型表明，在短期内，外商直接投

（2）协整检验资可能偏离它与制成品出口的长期均衡水平，但纠正速度系根据协整理论，如果两时序同阶单整，可通过EG检验进因此二者的关系由短期偏离围绕数的绝对值小，为0.356403，一步确定两者之间的协整关系。E-G检验是Engle和Granger长期均衡振荡并慢速衰减而趋向长期均衡。方程（2）中，均衡于1987年提出的检验协整关系的两步检验法，即先对两时序只有常数项显著性较误差项均通过了1%的显著性水平检验，进行最小二乘回归，再对其残差序列进行单位根检验。若通过差。D.W.值落在1.654~2.346之间，表明模型中不存在序列一检验，表示残差序列不存在单位根，为稳定序列，则两者之间阶自相关。该误差修正模型表明，在短期内，对外直接投资可存在协整关系；否则，两者之间无协整关系。如果两者存在协能偏离它与出口的长期均衡水平，但纠正速度系数的绝对值整关系，则表明该两时序之间存在长期稳定的关系。进行协整因此二者的关系由短期偏离围绕长期均衡较小，为0.609594，检验可以有效避免伪回归问题。由于lnifdi和lnexm、lnofdi和振荡并较快衰减而趋向长期均衡。

所以它们可能存在协整关系，故在此分别lnex是同阶单整的，（4）Granger非因果关系检验

对lnifdi和lnexm、并对两个lnofdi和lnex进行最小二乘回归，回归模型拟合程度高，只能说明被解释变量与解释变量

结果如表2所示。残差序列e1和e2做单位根检验，之间的依存性较高，并不表明两者必然存在因果关系。lnifdilnofdi

(c,t,0)1.8541172.000382-3.315223-4.3738-3.6027-3.2367

I(1)

表2E-G协整检验结果

变量

检验类型

(A)DF检

SC

验统计值

ADF临界值1%

5%

10%

(c,t,p)AIC

协整

关系

e1(c,0,1)0.3714350.518691-3.556622-3.7343-2.9907-2.6348是**e2(c,0,0)1.7968451.894355-3.801040-3.7204-2.9850-2.6318是*

注：**表示在5%的显著水平上显著，*表示在1%的显著水平上显著。

和lnexm、lnofdi和lnex之间是否分别存在因果关系有待进一步做检验加以证实。这里采用C.W.J.Granger（1969）提出的非因果检验法（Grangerno-causalitytest）对其进行单向检验。由

不同的滞于Granger检验结果对滞后期长度的变化比较敏感，

后期可能得到不一致（不可信）的结果，因此，为了使取得的结论较为可信，在检验过程中选取6个滞后期，结果见表3。

表3Granger非因果检验结果

原假设

滞后长度

F统计值0.325440.329536.291033.865004.090364.463790.672663.417970.315730.290540.192020.60826

P值0.574140.723290.005040.027820.027770.035330.420920.053950.813800.878910.958750.71934

判断接受接受拒绝拒绝拒绝拒绝接受拒绝接受接受接受接受

仍采用赤池信息准则（AIC）和施瓦兹准则（SC）来确定滞

后阶数p的选取，分别为1和0。结果表明，e1和e2分别在5%、

即不存在单位根为平稳序列，则1%的显著水平上拒绝原假设，

lnifdi和lnexm、lnofdi和lnex分别存在长期稳定的关系。但到底存在什么样的协整关系还有待进一步的分析。

（3）误差修正模型

12

IFDI不是EXM变化的

原因

345612

误差修正模型（ECM,ErrorCorrectionModel）是一种具有特定形式的计量经济模型，它的主要形式是由Davidson、

（1978）提出的，称为DHSY模型，为协整Hendry、Srba和Yeo

如果分析的一个延伸。协整反映的是变量间的长期均衡关系，

由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象即在计量中表现为一定的误差，则会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。由

EXM不是IFDI变化的

原因

3456

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10.871910.36056接受2

0.355750.70522接受OFDI不是EX变化的

31.300450.30858接受原因

41.678850.21451接受52.343300.11797接受61.528450.29448接受18.976500.00665拒绝2

9.841900.00117拒绝EX不是OFDI变化的

36.263420.00513拒绝原因

43.105450.05340拒绝53.097480.06037拒绝6

3.30137

0.07174

拒绝

表3中的结论较为一致，比较可信。结论表明：我国引进的外商直接投资导致制成品出口，制成品出口的增加不是引起外商直接投资增加的原因；对外直接投资不是我国出口增加的原因，出口是对外直接投资变化的原因。

（5）回归估计

以上分析显示出比较有意思的结论：第一，资本的流入导致了我国制成品出口的增加，而产品出口的增加又引致资本的流出；第二，资本的流出并不能引起我国产品出口的增加，而制成品产品出口的增加也不能引起资本的流入。该单向因果关系可以比较直观在图1中得到体现（这里的资本的流动均指的是直接投资）。

资本流入

（制成品）出口

资本流出

图1资本流动与出口关系图

该单向非可逆的因果关系值得进一步研究的是外商直接投资、对外直接投资与制成品出口之间到底具体存在什么样的关系。这里选取我国的外商直接投资和对外直接投资作为因变量，制成品出口作为自变量，构建出了如下的模型：lnexmt=3.007680+0.471308lnifdit-2+0.532614lnofdit

(8.446325)(4.663143)(4.464824)R2=0.890359R_2

=0.879917D.W.=0.78365F=85.26696

可以看到，回归结果比较好地拟合了外商直接投资、对外直接投资与制成品出口之间的关系，拟合优度达到89.0359%，这说明三者之间有较强的相关性。回归结果式表明：当期吸引的外商直接投资每增加一个单位就会使两年后的制成品出口增加0.47个单位；而制成品出口每增加一个单位就会使得当期的对外直接投资增加1.88个单位。

3.结论与建议

通过以上的分析，我们得出以下两个结论：

（1）外商直接投资对我国制成品出口的促进作用有限，而

制成品出口对外商直接投资推动作用很小

首先，外资对我国制成品出口的存在促进作用的结论，证实了外资企业创造了我国大部分的、集中于加工贸易的贸易顺差。其次，制成品出口对外商直接投资推动作用很小的结

论，说明外商到我国来投资是受我国优惠政策、

便宜而素质较高的劳动力、几乎不存在的环境成本等因素的吸引，增加出口并不是外商直接投资的初衷，要想继续促进外商到我国来投资需要新的引擎驱动。

因此，我国政府应看到外资所搭载的先进技术、管理经验和营销策略等有益资源，坚定不移地继续创造条件吸引外商直接投资，与此同时，也应注意到外商直接投资的“劣根性”，不要盲目追求引资规模，而是更加重视引资的效益，提高外资

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的质量和产出效能，建立引资的有效评价体系，使外资的投向更偏向于中西部和我国经济发展需要的技术密集型等行业，

大胆地从

“引资”向“选资”过渡。（2）出口对我国对外直接投资的拉动作用较大，而我国对

外直接投资对出口无太大影响

首先，出口对我国对外直接投资的拉动作用较大，这反映着我国对外开放的特点，即先出口产品了解市场再走出国门对外投资的“摸着石头过河”地“走出去”。尽管中国因外资带来的越来越大的贸易顺差而饱受一些国家的指责，但是资本的流入也无疑为我国资本的流出做出了贡献，这从理论上证明了我国政府“引进来是为了更好地走出去”政策取得了一定

的成功。其次，

我国对外直接投资对出口无太大影响，笔者认为原因在于我国对外直接投资处于起步阶段。主要体现在：我国对外直接投资无论是流量还是存量都低于同等经济水平国家；产业结构不尽合理，主要集中于商务服务业、采矿业和批发零售业，而制造业比重较低①，出口带动效应不明显；投资区域单一，多流向开曼群岛、中国香港、英属维尔京群岛等传统

避税地区②

，

对开拓市场帮助不大。因此，这种情形下，从政府角度看，应加大鼓励制造业对外直接投资的力度，为企业对外直接投资消除各种制度性障碍，完善对境外投资的协调机制和风险管理，健全海外投资金融保险外汇和服务促进体系，有组织、有步骤地扩大对外直接投资，取长补短，优化资源配置；从内资企业角度看，不仅要在本土上与外资企业的竞争中模仿、创新或通过劳动力流动等途径获得新技术，培育自己的所有权优势，还应加快产业结构升级，由制造加工向产业链条上下游拓展，积极稳妥地加速企业对外直接投资，拓宽投资领域，分散投资区域，在全球范围内谋取更多更大的经济利益。

相信在政府与企业的共同努力下，我国会继续吸引外商直接投资，对外直接投资亦会不断增长，国际资本在我国更高效快速地循环，我国也会在国际产业链条上找到适合自己的最佳增值点。

注：

①《2006中国对外直接投资统计公报》显示截止于2006年年底制造业占我国非金融类对外直接投资存量的比重仅有10%②《2006中国对外直接投资统计公报》显示2005年和2006年我

国企业在开曼群岛、中国香港、英属维尔京群岛等传统避税地投资分别占了当年流量的81%和81.5%。参考文献：

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本文来源：https://www.bwwdw.com/article/mml4.html