外商投資與出口發展的關系探究范文

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一、文獻綜述

關于對外商直接投資（FDI）和東道國出口關系方面的研究，除了小島清的互補理論，還有Mundell的相互替論以及Bhagwalti和Dinpo-los的補償投資理論。他們的觀點，概括起來就是FDI對東道國出口貿易的促進作用表現在：FDI不僅可以通過外商投資企業自身的出口帶動東道國的出口；同時，也可通過對當地企業的影響拉動出口。另外，弗農關注于FDI和出口商品結構的關系，他的產品生命周期理論認為，外國直接投資是通過在東道國設立生產企業，從而通過影響東道國的資本來引起出口商品結構的調整。Dooleyeta（l1994）發現，一國資本流入中FDI所占比重越高，該國資本流動的流動性就越大，從而使得根據生產要素配置實現資本效率水平的提高，進而改善一國的產品結果。國內學者江小娟分析了FDI企業對我國出口增長的貢獻及其原因。向鐵梅通過一系列的實證分析，發現FDI和我國出口貿易總體上是相互促進的。龔艷平（2005）結合相關數據對外直接投資和出口相關結構性指標進行相關分析。張守森（2005）認為FDI影響出口競爭力具有多樣化特征，與我國出口貿易政策以及政策變遷存在顯著的正相關。

二、我國出口與FDI關系的實證分析

（一）數據選取與模型設計

本文研究外商直接投資與出口貿易關系，選擇的變量有累積外商直接投資（FDI）、出口額（EX）、國內生產總值（GDP），選取的樣本區間是1985-2009年（見表1）。

這里需要說明的是：第一，由于FDI具有時滯性和累積性，我們選用FDI存量而不是FDI流量作為該模型的自變量。第二，選用年FDI累積存量，是考慮外資的流入對貿易產生效果存在著一定滯后性，以年為時間單位既可以分析FDI對出口貿易的短期效果，還可以觀察FDI對出口貿易的長期效果。第三，對表1中的數據進行了處理。實際GDP＝名義GDP/對應年份的價格指數P，出口額和FDI的單位（億美元）利用人民幣對美元的匯率轉化為我國的貨幣單位（億元）。第四，為了降低異方差性的影響，分別對模型中的數據取對數，模型的解釋變量依次為：累積實際利用外商直接投資lnFDI，國內生產總值lnGDP；被解釋變量為出口總額lnEX。

（二）單位根檢驗

用ADF檢驗序列的平穩性，未差分前各變量都為非平穩，差分后都變成平穩序列，說明各序列都是一階單整序列（見表2）。

從表2中可知，各變量是一階差分平穩，即一階單整。因為，各變量在5%的顯著水平上不能拒絕存在的單位根的假設，而一階差分后在5%的顯著水平上都拒絕了存在單位根的假設。

（三）協整檢驗

上面已證明所有變量都是一階單整的，于是，進一步檢驗變量之間的協整關系。進行普通最小二乘回歸，在主窗口輸入lslnexclnfdilngdp。

為了觀察變量之間是否存在協整過程，需要檢測回歸方程（1）的回歸殘差平穩性，下面我們運用ADF法檢驗回歸殘差的平穩性，此時系統會自動生成殘差，我們令殘差為et1，命令如下：et1=resid對殘差項進行單位根檢驗，滯后期為1，結果如表3所示，殘差序列為平穩序列，該協整關系成立。

（四）誤差修正模型

前面的協整檢驗反映的是外商直接投資和出口之間存在著長期均衡關系，但是短期由于一些原因使其偏離長期均衡狀態，同時，這種偏離可以通過誤差的修正向著均衡狀態不斷地調整，那么誤差修正模型正是結合了短期波動和長期均衡的分析，描述外商直接投資影響出口的短期偏離和長期均衡調整的效果。

上面的分析可以證明序列lnexlnfdilngdp之間存在協整關系，故可以建立et1（誤差修正模型）。先分別對以上序列進行一階差分，然后對誤差修正模型進行估計。則回歸方程為：

D（lnEX）=-0.001199+0.457535×D（lnFDI）+1.026929×D（lnGDP）-0.363411×e（t-1）（2）其中：R2=0.580958，S.E=0.112439，DW=1.742366。這表明在短期內，出口可能出現偏離這些變量的長期均衡狀態，但長期來看，每年出口對上一年以36%的調整，使其擺脫短期非均衡狀態，并快速地向著長期均衡發展。

三、模型的結果檢驗

首先，協整檢驗表明，外商直接投資與出口兩變量間存在著長期均衡關系。根據回歸方程（1）的結果可知：

1.經濟意義上，lnFDI前面的系數是正值，外商直接投資（FDI）變動1個百分點，會出口會同方向以0.308221個百分點發生變化。意味著隨著外商直接投資的增加會促進我國的出口，這在實際生活中是正確的。

2.lnFDI前面系數的T統計量值為6.374504，大于5%顯著水平下的臨界值，拒絕原假設，即外商直接投資對我國出口有顯著影響；F統計量值為965.6337大于5%顯著水平下的臨界值，說明所有解釋變量對我國出口的影響也是較顯著的。

3.S.E=0.157851說明我國出口估計值與實際值的平均誤差為0.157851億元，標準誤差較小；R2=0.989243接近于1，擬合優度較好。

其次，誤差修正模型表明，從回歸方程（2）的結果可知，出口EX不僅取決于FDI、GDP的變化，而且還取決于上一期出口的水平對均衡水平的偏離，誤差項ET1的估計系數-0.363411體現了對偏離的修正，上一期的偏離越遠，本期修正的量就越大，即外商直接投資和出口的關系一旦發生短期偏離，則會以約36%的速度向著長期均衡狀態進行調整，這也證明了外商直接投資和出口之間的長期均衡關系。

四、結論及政策建議

從這些年來我國出口的迅猛增長可以看出，我國政府吸引外商直接投資的努力是卓有成效的。外商直接投資通過占領和擴大在中國的市場份額，利用中國低成本優勢發展出口導向型產品和產業，促進了我國的出口貿易額的增長。

FDI對我國出口貿易的拉動效應表現在：一是近年來的外商投資企業出口額占我國對外貿易的比重正在上升，也就是說通過外商投資企業自身的出口可以帶動我國的出口貿易；二是外商投資利用自身先進的管理技術經驗、有效的營銷策略和方法，作用于具有勞動力廉價和優惠的引資政策等優勢因素的我國，使其在國際市場上具有更強的競爭力，進而拉動我國出口貿易的增加。

1.要為外資創造良好的投資環境，加強吸引外資的能力。建立健全市場經濟法律體系，規范政府職能，建立和完善與市場開放及貿易投資活動市場化相適應的宏觀調控體系，以增強外國投資者的信心。改進引資方式，以適應跨國公司的全球并購浪潮。培育吸引外商直接投資的配套產業群，使國內眾多中小企業加入跨國公司的全球生產鏈，從而更好地融入世界市場，提高競爭力。另外，要注意保持FDI的長期性、穩定性、充足性，防止FDI的滯后性，使得短期的、不穩定的FDI對我國出口貿易產生有限的影響，從而脫離預期的效果。

2.加強外商投資對我國產業結構升級的促進作用。首先，對外商投資的增量部分進行嚴格的產業導向調控。這就要求我國根據行業特點和技術結構因素，以產業結構升級為目標，制定合理的產業政策，引導外資主要投向。其次，對外商投資的存量部分進行結構調整。通過產品市場上的競爭激勵戰略，使外資企業在高水平壓力下動態地轉讓先進的技術和管理經驗。同時，利用先進的投資引資戰略，吸引跨國公司在我國投資建立研究與開發基地，以達到新產品開發技術的外溢和擴散。