对外贸易与FDI关系探究
黄勇明+++杜兴鹏
摘 要：改革开放以来，我国的外商直接投资逐年增长，与此同时我国的对外贸易也取得了长足发展。本文章使用面板数据的最小二乘法对我国主要贸易伙伴与我国进出口额及上两年年FDI进行回归分析，得出外商直接投资额对我国与主要贸易伙伴的进出口额有替代效应，从而为相应的政策制定提供帮助与借鉴。
关键词：进出口额；FDI；替代效应
一、引言及文献综述
我国对外贸易在改革开放后取得长足发展，贸易的出口总额和进口总额尤其变化显著， 2013年我国进出口额达到41603亿美元，是1978年的200多倍，稳居全球第一贸易大国，而1978年我国进出口额只有206.4亿美元。在此期间，我国也成为吸引外商直接投资的理想场所，实际利用外资额从1985 年的19.56 亿美元增长到2011 年的1160.11 亿美元。其中在某些年份利用外资也会出现波动，例如1997年东南亚爆发了震惊世界的金融危机，迅速蔓延到周边的日本、韩国、中国香港，受其影响中国1999 年利用外资出现了11%的负增长。2008年美国次贷金融危机爆发，导致2009年我国FDI值比08年少了23亿美元，变化显著。但总体上看，我国FDI额年均上升趋势明显，2011年我国接受的实际外国直接投资额比1990年数值增长了32倍左右。同时我国利用外资的结构得到不断深化，利用外资质量明显改善。
图1 1990年-2011年我国进出口与FDI增长情况
由图1可知，在这段时间我国进出口额与FDI都取得了很快增长，并且进口与FDI之间、出口与FDI之间关联性明显，呈现拟线性趋势。它们之间具体的关系有待计量模型进一步检验。
国际主流FDI与国际贸易关系的研究主要以下两种观点。首先，蒙代尔于1957年提出贸易与投资的替代模型，在假设条件下，如要素的自由流动，贸易双方拥有相同的生产函数等，得出的结论是：一国对另一国的投资可以使自己的生产可能性边界变小，扩大被投资国的生产可能性边界，从而对贸易的完全替代。分析认为，该模型的假设条件过于理想，在现实经济生活中很难达到，但对我们以后的理论研究有借鉴意义。其次，小岛清基于对日本跨国企业对外投资实际情况的研究，提出适合发达国家与发展中国家之间的贸易与投资的互补模型，指出对外直接投资并不是将资本作为一般生产要素分配到东道国的行业中去，而且包括技术、管理、生产设备等生产要素的多方位转移。小岛清得出结论，即由技术先进国家的“边际产业”（即在本国已经发展很成熟处于衰退阶段或者没有发展前途的产业）进行的直接投资将会促进商品贸易，这属于产业转移范畴，技术先进国家转移出这些边际产业，从而集中国内资源发展高端产业，促进本国产业结构的升级，即日本在亚洲构建的雁阵模型。
二、统计分析与模型估计
1.变量和模型的选择与建立
本文使用的数据是面板数据。面板数据模型可以克服时间序列分析中多重共线性的不足，比单个的时间序列数据模型具有更高的维度。时间跨度方面选择1994- 2011 年，截面数据选择对我国FDI 额排名前十的国家或地区——美国、日本、韩国、德国、法国、中国香港、中国台湾、新加坡。
本文根据研究需要选择固定系数模型，根据模型截距的是否发生变化分为两类。变截距模型对不同的截面赋予相同的系数，但具有不同的截距；固定截距模型中所有截面都会有一个相同的截距。它们分别表示为：
Yit =αi +β·Xit +R·zit +c+uit （1）
Yit =α +β·Xit +R·zit +c+uit （2）
在变量选择上，除FDI之外，因为经济系统存在惯性定律，进出口额会保持一种相应的惯性，其是一种长期的连续变量，所以上一期出口额和进口额也会影响本期的出口额和进口额。此外，FDI 流入量的增加引起进出口增长的效应不会立即显现，这是由于跨国企业携带资本进入东道国之后，进行两种选择。一种是建造新的厂房，需要构建新的设备和员工；一种是并购当地企业，需要改造现有设备和培训员工以符合新的生产目标。这都是一个循序渐进的过程，当期的投资并不会在当地形成生产能力，因此本文选择的外商直接投资变量不是当期的投资额，而是上一期我国获得的外国或地区直接投资的流量（AFDIit- 1）和上一期之前我国获得的直接投资的总量（AAFDIit- 2）。本文构建的对数模型如下：
lnEXit=αi+β·lnAFDIit-1+γ·lnAAFDIit-2+c·ar（1）+Uit （3）
lnIMit=αi+β·lnAFDIit-1+γ·lnAAFDIit-2+c·ar（1）+Uit （4）
其中lnEXit是t 时期我国对i 国的出口额的对数值，同理lnIMit是t时期我国从i 国的进口额的对数值。上述变量的数据来源，1994年- 2011年的进口、出口、FDI 值来自《中国统计年鉴》，所有数据均以万美元为单位。
2.模型的估计
使用ADF法检验各变量的平稳性，其结果如下：
EX 单位根检验
以上数据显示，我国1994年-2011年进出口值和FDI 值单位根检验P值大于0.05，是非平稳的，但对它们进行一阶差分结果变好了，显现出差分平稳特性。Granger and Newbold于1974年发现伪回归现象，它是指相互独立的两个非平稳变量序列，利用最小二乘估计回归模型并进行通常的t检验，往往得到它们之间存在显著的函数关系的现象。本文面板数据包含了非平稳变量序列，存在伪回归的可能性，因而要通过Durbin-Watson检验来判断回归估计的真实性，因此本文十分重视回归的D-W值是否显著。
不同模型在实际统计分析中会显现不同的拟合结果，孰优孰劣要通过选择统计量来判断。本文选择模型回归后的残差平方和计算F 统计值来判断孰优孰劣。同样固定系数模型与变系数模型对比也用协方差统计量来判断。F 统计量计算公式如下：
F2= （SSE1-SSE3）/[（N- 1）·k]/SSE3 /[NT-N·（k+1）] （5）
F1= （SSE2-SSE3 ）/[（N- 1）·k]/ SSE3 /[NT-N·（k+1）] （6）
式中SSE1、SSE2和SSE3分别代表固定系数固定截距模型、固定系数变截距模型和变系数模型的残差平方和，N 为截面数，T 为时期数，k为自变量数。根据F 统计量与临界值大小来相应模型。考虑到方程很可能存在异方差和不同截面间的序列相关，故使用截面SUR （似然不相关回归） 方法进行回归。截面SUR 方法使用空间成员的残差协方差矩阵，对模型进行广义最小二乘估计。
3.统计分析结果
对美国、日本、韩国、德国、法国、中国香港、中国台湾、新加坡按式（5）进行回归分析，结果如下（括号内为t统计值）：
表2 FDI对出口效应的回归结果
三个模型的D-W值都很好，证明不存在严重的虚假回归，协方差检验中F 2统计值大于临界值排除固定截距模型，F1统计值小于临界值，说明应采用固定系数变截距模型。虽然使用了面板数据，但AFDI 、AAFDI的t 检验不显著，使用截面SUR 的最小二乘估计方法后AFDI变得显著了，拟合优度提升，说明模型得到改善。对日本出口的个体固定效应为0.146222，韩国为-0.047864，中国香港为1.116465，中国台湾为-0.826070，美国为1.475789，德国为-0.099704，法国 -0.871041，新加坡为-0.893797。
对上述国家按式（6）进行回归，结果如下：
表3 FDI对进口效应的回归结果
从表3中可以看出，F 统计证明应采用个体固定效应的变截距模型，且D-W值优良，通过了D-W检验。我国从日本进口的个体固定效应为0.712766，韩国为2.288738，中国香港为-4.547559，中国台湾为0.691421，美国为0.451237，德国为1.420185，法国-0.347006，新加坡为-0.669783。
三、结论
根据表2及表3，可以得到以下结论：
（1）表2、表3中，AFDI 对我国与上述经济体的进出口有一定替代效应，AFDI值如果年均增长1%，进口将减少0.078%，出口将减少0.06%。这反映上述国家与我国贸易的产业结构存在互补，外商直接投资进入国内新兴的产业和部门，获得公平竞争的地位和国民待遇，避开被投资国的准入壁垒和关税壁垒，在当地生产产品进而占领消费市场。
（2）表2、表3中AAFDI 对我国与上述八个国家或地区的进出口均呈现正相关，但不是十分显著，说明累积FDI 在长期中起到了一部分贸易促进作用。这与我国产业链处于低端，与发达国家和地区等处于产业链顶端的客观事实相符，验证了投资与贸易的互补模型。
（3）表2、表3中AR（1）项表示我国与上述八个国家或地区的进出口均有非常显著的正相关效应，上一期的进出口额增长1%会带来当期出口0.93%增长，当期进口0.98%的增长，说明我国外贸得到持续稳定的增长，符合经济系统中的惯性定律。
（4）对出口和进口的回归结果进行横向对比，可以看出，我国进口增长受累积FDI 影响强于出口受累积FDI影响，说明从长期来看，外商直接投资产业的发展在被投资国当地构造完整的生产链，加强了投资国与被投资国之间的贸易往来。这也符合我国沿海地区加工贸易发达，对外经济依赖度高的现实。
参考文献：
[1]伊希果.计量经济学原理与操作[M].重庆：重庆大学出版社，2009：458- 514.
[2]詹姆斯·H.斯托克、马克·W.沃森.计量经济学[M].格致出版社，2012：271- 293.
[3]王文泰. FDI 对国际贸易的互补与替代效应：基于我国主要贸易伙伴的平行数据实证研究[J].当代财经，2009，（4）：10- 14.
[4]康赞亮，张必松.FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型[J].国际贸易问题，2006，（2）：45- 55.
[5]孙敬水，张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析[J].财政研究，2007，（1）：58- 65.
[6]李子奈.计量经济学[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.
[7]王中昭.计量经济学实验及例题分析[M].南宁：广西科学技术出版社，2005：136-156.
作者简介： 黄勇明（1989- ），男，汉族，湖南祁阳人，广西大学研究生，主要从事国际贸易研究；杜兴鹏（1986- ），男，汉族，河南商丘人，广西大学研究生，主要从事国际贸易研究
F2= （SSE1-SSE3）/[（N- 1）·k]/SSE3 /[NT-N·（k+1）] （5）
F1= （SSE2-SSE3 ）/[（N- 1）·k]/ SSE3 /[NT-N·（k+1）] （6）
式中SSE1、SSE2和SSE3分别代表固定系数固定截距模型、固定系数变截距模型和变系数模型的残差平方和，N 为截面数，T 为时期数，k为自变量数。根据F 统计量与临界值大小来相应模型。考虑到方程很可能存在异方差和不同截面间的序列相关，故使用截面SUR （似然不相关回归） 方法进行回归。截面SUR 方法使用空间成员的残差协方差矩阵，对模型进行广义最小二乘估计。
3.统计分析结果
对美国、日本、韩国、德国、法国、中国香港、中国台湾、新加坡按式（5）进行回归分析，结果如下（括号内为t统计值）：
表2 FDI对出口效应的回归结果
三个模型的D-W值都很好，证明不存在严重的虚假回归，协方差检验中F 2统计值大于临界值排除固定截距模型，F1统计值小于临界值，说明应采用固定系数变截距模型。虽然使用了面板数据，但AFDI 、AAFDI的t 检验不显著，使用截面SUR 的最小二乘估计方法后AFDI变得显著了，拟合优度提升，说明模型得到改善。对日本出口的个体固定效应为0.146222，韩国为-0.047864，中国香港为1.116465，中国台湾为-0.826070，美国为1.475789，德国为-0.099704，法国 -0.871041，新加坡为-0.893797。
对上述国家按式（6）进行回归，结果如下：
表3 FDI对进口效应的回归结果
从表3中可以看出，F 统计证明应采用个体固定效应的变截距模型，且D-W值优良，通过了D-W检验。我国从日本进口的个体固定效应为0.712766，韩国为2.288738，中国香港为-4.547559，中国台湾为0.691421，美国为0.451237，德国为1.420185，法国-0.347006，新加坡为-0.669783。
三、结论
根据表2及表3，可以得到以下结论：
（1）表2、表3中，AFDI 对我国与上述经济体的进出口有一定替代效应，AFDI值如果年均增长1%，进口将减少0.078%，出口将减少0.06%。这反映上述国家与我国贸易的产业结构存在互补，外商直接投资进入国内新兴的产业和部门，获得公平竞争的地位和国民待遇，避开被投资国的准入壁垒和关税壁垒，在当地生产产品进而占领消费市场。
（2）表2、表3中AAFDI 对我国与上述八个国家或地区的进出口均呈现正相关，但不是十分显著，说明累积FDI 在长期中起到了一部分贸易促进作用。这与我国产业链处于低端，与发达国家和地区等处于产业链顶端的客观事实相符，验证了投资与贸易的互补模型。
（3）表2、表3中AR（1）项表示我国与上述八个国家或地区的进出口均有非常显著的正相关效应，上一期的进出口额增长1%会带来当期出口0.93%增长，当期进口0.98%的增长，说明我国外贸得到持续稳定的增长，符合经济系统中的惯性定律。
（4）对出口和进口的回归结果进行横向对比，可以看出，我国进口增长受累积FDI 影响强于出口受累积FDI影响，说明从长期来看，外商直接投资产业的发展在被投资国当地构造完整的生产链，加强了投资国与被投资国之间的贸易往来。这也符合我国沿海地区加工贸易发达，对外经济依赖度高的现实。
参考文献：
[1]伊希果.计量经济学原理与操作[M].重庆：重庆大学出版社，2009：458- 514.
[2]詹姆斯·H.斯托克、马克·W.沃森.计量经济学[M].格致出版社，2012：271- 293.
[3]王文泰. FDI 对国际贸易的互补与替代效应：基于我国主要贸易伙伴的平行数据实证研究[J].当代财经，2009，（4）：10- 14.
[4]康赞亮，张必松.FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型[J].国际贸易问题，2006，（2）：45- 55.
[5]孙敬水，张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析[J].财政研究，2007，（1）：58- 65.
[6]李子奈.计量经济学[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.
[7]王中昭.计量经济学实验及例题分析[M].南宁：广西科学技术出版社，2005：136-156.
作者简介： 黄勇明（1989- ），男，汉族，湖南祁阳人，广西大学研究生，主要从事国际贸易研究；杜兴鹏（1986- ），男，汉族，河南商丘人，广西大学研究生，主要从事国际贸易研究
F2= （SSE1-SSE3）/[（N- 1）·k]/SSE3 /[NT-N·（k+1）] （5）
F1= （SSE2-SSE3 ）/[（N- 1）·k]/ SSE3 /[NT-N·（k+1）] （6）
式中SSE1、SSE2和SSE3分别代表固定系数固定截距模型、固定系数变截距模型和变系数模型的残差平方和，N 为截面数，T 为时期数，k为自变量数。根据F 统计量与临界值大小来相应模型。考虑到方程很可能存在异方差和不同截面间的序列相关，故使用截面SUR （似然不相关回归） 方法进行回归。截面SUR 方法使用空间成员的残差协方差矩阵，对模型进行广义最小二乘估计。
3.统计分析结果
对美国、日本、韩国、德国、法国、中国香港、中国台湾、新加坡按式（5）进行回归分析，结果如下（括号内为t统计值）：
表2 FDI对出口效应的回归结果
三个模型的D-W值都很好，证明不存在严重的虚假回归，协方差检验中F 2统计值大于临界值排除固定截距模型，F1统计值小于临界值，说明应采用固定系数变截距模型。虽然使用了面板数据，但AFDI 、AAFDI的t 检验不显著，使用截面SUR 的最小二乘估计方法后AFDI变得显著了，拟合优度提升，说明模型得到改善。对日本出口的个体固定效应为0.146222，韩国为-0.047864，中国香港为1.116465，中国台湾为-0.826070，美国为1.475789，德国为-0.099704，法国 -0.871041，新加坡为-0.893797。
对上述国家按式（6）进行回归，结果如下：
表3 FDI对进口效应的回归结果
从表3中可以看出，F 统计证明应采用个体固定效应的变截距模型，且D-W值优良，通过了D-W检验。我国从日本进口的个体固定效应为0.712766，韩国为2.288738，中国香港为-4.547559，中国台湾为0.691421，美国为0.451237，德国为1.420185，法国-0.347006，新加坡为-0.669783。
三、结论
根据表2及表3，可以得到以下结论：
（1）表2、表3中，AFDI 对我国与上述经济体的进出口有一定替代效应，AFDI值如果年均增长1%，进口将减少0.078%，出口将减少0.06%。这反映上述国家与我国贸易的产业结构存在互补，外商直接投资进入国内新兴的产业和部门，获得公平竞争的地位和国民待遇，避开被投资国的准入壁垒和关税壁垒，在当地生产产品进而占领消费市场。
（2）表2、表3中AAFDI 对我国与上述八个国家或地区的进出口均呈现正相关，但不是十分显著，说明累积FDI 在长期中起到了一部分贸易促进作用。这与我国产业链处于低端，与发达国家和地区等处于产业链顶端的客观事实相符，验证了投资与贸易的互补模型。
（3）表2、表3中AR（1）项表示我国与上述八个国家或地区的进出口均有非常显著的正相关效应，上一期的进出口额增长1%会带来当期出口0.93%增长，当期进口0.98%的增长，说明我国外贸得到持续稳定的增长，符合经济系统中的惯性定律。
（4）对出口和进口的回归结果进行横向对比，可以看出，我国进口增长受累积FDI 影响强于出口受累积FDI影响，说明从长期来看，外商直接投资产业的发展在被投资国当地构造完整的生产链，加强了投资国与被投资国之间的贸易往来。这也符合我国沿海地区加工贸易发达，对外经济依赖度高的现实。
参考文献：
[1]伊希果.计量经济学原理与操作[M].重庆：重庆大学出版社，2009：458- 514.
[2]詹姆斯·H.斯托克、马克·W.沃森.计量经济学[M].格致出版社，2012：271- 293.
[3]王文泰. FDI 对国际贸易的互补与替代效应：基于我国主要贸易伙伴的平行数据实证研究[J].当代财经，2009，（4）：10- 14.
[4]康赞亮，张必松.FDI、国际贸易及我国经济增长的协整分析与VECM模型[J].国际贸易问题，2006，（2）：45- 55.
[5]孙敬水，张蕾.对外直接投资与进出口贸易关系的协整分析[J].财政研究，2007，（1）：58- 65.
[6]李子奈.计量经济学[M].高等教育出版社，2000，（3）：83- 88.
[7]王中昭.计量经济学实验及例题分析[M].南宁：广西科学技术出版社，2005：136-156.
作者简介： 黄勇明（1989- ），男，汉族，湖南祁阳人，广西大学研究生，主要从事国际贸易研究；杜兴鹏（1986- ），男，汉族，河南商丘人，广西大学研究生，主要从事国际贸易研究
