FDI与我国出口贸易关系的实证研究.doc

中南财经政法大学课程论文中级计量经济学 中南财经政法大学课程论文 课程名称： 中级计量经济学 题目名称： FDI与我国出口贸易关系的实证研究 姓 名： 侯莉敏 学 号： 11104051032 学 院： 金融学院 专业年级： 2011级投资学硕士研究生 二0一一年十二月二十六日FDI与我国出口贸易关系的实证研究摘 要：近年来，随着我国吸收利用外国直接投资的规模不断扩大，外商直接投资对我国国民经济发展的影响日益增强，对我国出口的影响也日趋增大。外商直接投资是否促进了我国出口贸易的增长，从而带动我国的经济增长；外商直接投资与我国出口贸易之间是否存在一种长期的稳定均衡关系，在提升我国出口商品结构上是否有积极作用。本文通过实证分析阐述这些问题，并提出了相应的政策建议，以期为我国外资政策的制定提供参考意见。关键词：FDI；出口贸易；关系；实证研究一、问题的提出 外商直接投资（FDI）与出口贸易是国际分工的两种基本形式，能够反映一国与他国之间的国际经济关系。随着我国吸收利用外国直接投资的规模不断扩大，外商直接投资对我国国民经济发展的影响日益增强，对我国出口的影响也越来越大。FDI由1986年的18.74亿美元增长到2009年的918.04亿美元，相应的，外贸出口总额由1986年的309.42亿美元增加到2009年的12016.12 亿美元，增加了38倍多。我国的净FDI占世界总量的比重也在不断的提高，从1980年的零变为1995年的40.27%；2002年外资流入超过500亿美元；到2005年中国累计实际吸引外资已经超过6000亿美元，成为我国技术密集、知识密集、出口密集行业的主要资产。改革开放以来，我国的政策一直是鼓励外商直接投资，因为这不仅是改善国际收支的有效方式，而且还可以同时从国外引进先进的制造和管理技术，可以增加外汇收入，提高劳动生产率，以及利用外国投资者所拥有的国际营销网络顺利地进入国际市场。那么，外商直接投资是否促进了我国出口贸易的增长，从而带动我国经济增长？外商直接投资与我国出口贸易之间是否存在一种长期的稳定均衡的关系？在提升我国出口商品结构上是否有积极的作用？本文通过实证分析阐述这些问题，为我国的外资政策提供积极的意见。我国加入WTO后，进入我国的外资可望有新的突破，就外商直接投资对出口贸易的影响进行分析，无疑具有较强的现实意义，可以为我国未来的外资政策的制定提供参考。二、理论综述前人文献中对FDI和东道国出口关系的研究较具代表性的有Mundell的相互替代理论、小岛清(Kiyoshi Kojima)的互补理论、Markuson和Svensson的互补理论，以及Bhagwati和Dinopou-los的补偿投资理论。总结起来他们认为FDI对东道国出口贸易的促进作用包括两个方面：一是直接效应，即通过外商投资企业自身的出口来带动东道国的出口；另一个是间接效应，即FDI通过对当地企业的影响促进其出口。对FDI和出口商品结构关系进行研究的主要有弗农的产品生命周期理论，弗农认为外国直接投资进入东道国，在东道国设立生产企业，会为东道国带来资本，增加东道国的资本积累，进而影响到出口商品结构。Dooleyetal（1994）发现，一国资本流入中FDI所占比重越高，该国资本流动的波动性就越大，从而使得根据生产要素配置实现资本效率水平的提高，进而改善一国的产品结果。而国内学者向铁梅分别从总体趋势和分阶段情况对我国出口贸易和外国直接投资的关系进行了实证分析，发现总体上呈相互促进的互补关系。江小娟在对FDI企业对我国出口增长的贡献及其原因进行分析后得出：FDI企业对扩大我国出口规模和提升我国出口商品结构做出了突出的贡献。马剑飞、朱红磊、许罗丹运用跨部门的截面分析对我国1999年和2000年的相关数据进行了处理和加权回归，结果显示，产品的多样化与产业内贸易正相关，规模经济因素对我国产业内贸易没有显著影响，而我国吸引的外资对于产业内贸易的发展具有一定的负效应。龚艳平（2005）结合相关数据对外直接投资和出口相关结构性指标进行相关分析。张守森（2005）认为FDI影响出口竞争力具有多样性特征，与我国出口贸易政策以及政策变迁存在显著的正相关性。三、模型设定本文研究外商直接投资与我国出口贸易的关系，变量选取如下： EX出口贸易总额（亿美元）； EXC初级产品出口额（亿美元）； EXG工业制成品出口额（亿美元）； FDI实际利用的外商直接投资额（亿美元）。在考虑外商直接投资变量与出口贸易变量的基础之上，注意到汇率变化对出口贸易的影响，因而引入人民币对美元的平均汇价ER（元/美元）。 模型设定如下： (3.1) (3.2) (3.3)四、数据收集本文获取了我国19892009年共21年的数据，如表4.1所示。表4.1 我国19892009年FDI、EX、EXC、EXG及ER数据表年份FDI(单位：亿美元)EX（单位：亿美元)EXC(单位：亿美元)EXG(单位：亿美元)ER(单位：元/美元198933.93525.4150.78374.63.7651199034.87620.9158.86462.054.7832199143.66719.1161.45556.985.32331992110.07849.4170.04679.365.51461993275.15917.4166.66750.785.7621994337.671210.1197.081012.988.62871995375.211487.8214.851272.958.3511996417.261510.5219.251291.238.31421997452.571827.9239.531588.398.28981998454.631837.1204.891632.28.27911999403.191949.3199.411749.98.27832000407.152492254.62237.438.27842001468.782661263.42397.68.2772002527.433256285.42970.68.2772003535.054382.28348.14034.28.2772004606.35933.2405.55527.78.27682005603.257619.5490.47129.28.19172006630.219689.36529.199160.177.97182007747.6812177.76615.0911562.677.6042008923.9514306.93779.5713527.366.94512009918.0412016.12631.1211384.836.831数据来源：中华人民共和国统计局中国统计年鉴（2010）对外经济贸易/tjsj/ndsj/2010/indexch.htm 注：FDI实际利用外商投资额；EX出口总额；EXC初级产品出口总额；EXG工业制成品出口总额；ER人民币对美元年平均汇价五、模型的估计与调整（一）变量的平稳性检验 1、单位根检验本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。在变量的选择过程中，在考虑外商直接投资变量与出口贸易变量的基础之上，注意到汇率变化对出口贸易的影响，因而引入人民币对美元的平均汇价。通过对各变量进行ADF检验，得到各变量的ADF单位根检验结果如下：（1）EX：表5.1 EX序列的ADF检验结果（2）EXC：表5.2 EXC序列的ADF检验结果（3）EXG：表5.3 EXG序列的ADF检验结果（4）FDI：表5.4 FDI序列的ADF检验结果（5）ER： 表5.5 ER序列的ADF检验结果 由上述检验结果可知，变量EX、EXC、EXG、FDI、ER的水平序列都是平稳的，即都是一阶单整序列（I（1）。 2、协整检验（1）对于方程（3.1）：LS EX C FDI ER； GENR：ET=RESID得到如下回归结果：表5.6 方程（3.1）回归结果（2）对于方程（3.2）：LS EXC C FDI ER； GENR：UT=RESID得到如下回归结果：表5.7 方程（3.2）回归结果（3）对于方程（3.3）：LS EXG C FDI ER； GENR：VT=RESID得到如下回归结果：表5.8 方程（3.3）回归结果 从检验结果看，在1%、5%、10%三个显著性水平下，方程（3.1）（3.2）（3.3）的t统计量值分别为-3.948076、-3.464844，-3.429291，分别小于各种显著性水平下的临界值，从而拒绝原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。变量EX与FDI、ER；EXC与FDI、ER；EXG与FDI、ER均存在协整关系，三个方程各自的变量之间存在长期均衡关系。（二）估计参数 根据数据建立多元线性回归方程，用OLS估计模型中的未知参数，得到样本回归方程。（1）对进行回归估计，结果如表5.9所示：表5.9 方程（3.1）的回归结果 根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为： EX= 5687.049+19.23908FDI-1364.804ER+ s= (1689.129) (1.490549） (264.3378) t= (3.366853) (12.90738) (-5.163105) DW=1.116431 F=86.57419 S.E=1406.542（2） 对进行回归估计，结果如表5.10所示：表5.10 方程（3.2）的回归结果 根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为： EXC=347.9885+0.811246FDI-52.99009ER+ s= (70.52692) (0.062236) (11.03701) t= (4.934123) (13.03510) (-4.801128) DW=1.311251 F=89.71344 S.E=58.72795 （3）对进行回归估计，结果如表5.11所示： 表5.11 方程（3.3）的回归结果 根据以上回归结果可以得出，模型估计结果为：EXG=5338.780+18.42789FDI-1311.784ER+ s= (1622.348) (1.431619) (253.8870) t= (3.290773) (12.87207) (-5.166800) DW=1.113187 F=86.04630 S.E=1350.934（三）模型检验 1、经济意义检验 从方程（3.1）（3.2）（3.3）的回归结果来看，外商直接投资、汇率的变化对我国出口均产生积极的影响，汇率贬值确实起到了促进出口长期增长的作用，再看方程(3.2)、（3.3）中外商直接投资(FDI)变量前的系数，方程(3.2)中为0.811246，方程(3.3)中为18.42789，这说明外商直接投资增加1亿美元，初级产品出口(EXC)将增长0.811246亿美元，而工业制成品出口(EXG)将增长18.42789亿美元，表明外商直接投资对工业制成品出口的促进作用要显著大于对初级产品出口的促进作用，这说明外商直接投资对我国出口的促进作用主要是通过促进工业制成品出口而实现的，也反映了改革开放以来外商直接投资主要集中于我国工业制成品制造业，从而也说明了外商直接投资在改善我国出口商品结构上发挥了积极的作用。2、统计推断检验（1）拟合优度检验 从方程（3.1）、（3.2）、（3.3）的回归结果来看，可决系数分别等于：0.905832、0.908827、0.905309，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量FDI（外商直接投资额）、ER（汇率）对被解释变量EX（出口贸易总额）、EXC（初级产品出口额）及EXG（工业制成品出口额）的绝大部分差异做出了解释。（2）F检验 分别针对：、：、：，给定显著性水平=0.05，在F分布表中查出自由度为k-1=2和n-k=18的临界值（2,18）=3.55，由上述估计结果分别得到F=86.57419（2,18）=3.55、 F=89.71344（2,18）=3.55、F=86.04630（2,18）=3.55，所以应拒绝原假设：、：、：，说明回归方程总体显著，即“外商直接投资额FDI”、“汇率ER”等变量联合起来确实分别对“出口贸易总额EX”、“初级产品出口额EXC”及“工业制成品出口额EXG”有显著影响。（3）t检验 方程（3.1）、（3.2）、（3.3）系数的t值在给定5%的显著性水平下均大于临界值2.101，所以认为外商直接投资对出口贸易总额、初级产品出口额、工业制成品出口额均有显著影响。3、计量经济学检验（1）多重共线性检验 由统计推断检验可知，三个方程的可决系数及修正可决系数都较高，且F统计值、t统计值均显著地大于5%显著性水平下的临界值，这表明变量之间不存在多重共线性。可以通过相关系数检验法对是否存在多重共线性做进一步检验，利用简单相关系数矩阵法得到下列相关系数矩阵：表5.12 相关关系矩阵由上图相关关系矩阵可以发现，解释变量FDI与ER之间相关系数为0.563756并不高，证明模型确实不存在多重共线性。（2）异方差检验：怀特检验（White检验） 对于方程（3.1），White检验结果如下：表5.13 方程（3.1）White检验结果 由以上检验结果可知，9.07940311.0705，根据White检验的判定规则可得，模型不存在异方差。对于方程（3.2），White检验结果如下：表5.14 方程（3.2）White检验结果 由以上检验结果可知，11.0705，根据White检验的判定规则可得，模型不存在异方差。 对于方程（3.3），White检验结果如下：表5.15 方程（3.3）White检验结果 由以上检验结果可知，显著性水平，根据判别规则，应该接受，即方程（3.1）的残差序列间不存在二阶自相关。 对于方程（3.2），LM检验结果如下：表5.17 方程（3.2）LM检验结果由上述LM检验结果可知，根据LM检验法的判别规则，应该接受，即方程（3.1）的残差序列间不存在自相关。对于方程（3.3），LM检验结果如下：表5.18 方程（3.3）LM检验结果 由上述LM检验结果可知，根据LM检验法的判别规则，应该拒绝，即方程（3.1）的残差序列间存在一阶自相关；又由RESID(-2)的P值=0.4185显著性水平，根据判别规则，应该接受，即方程（3.1）的残差序列间不存在二阶自相关。 2）自相关修正：科克伦奥科特迭代法 方程（3.1）的修正及LM检验结果：表5.19 方程（3.1）修正后的输出结果表5.20 方程（3.1）修正后的LM检验结果 方程（3.3）的修正及LM检验结果：表5.21 方程（3.3）修正后的输出结果表5.22 方程（3.3）修正后的LM检验结果3）修正自相关后的最终模型方程（3.1） EX= 7475.239+20.01288FDI-1704.672ER+ s=(1820.230) (1.582939） (288.1159) t= (4.106756) (13.27460) (-5.916620) DW=1.397067 F=49.39827 S.E=1462.879方程（3.2） EXC=347.9885+0.811246FDI-52.99009ER+ s=(70.52692) (0.062236) (11.03701) t= (4.934123) (13.03510) (-4.801128) DW=1.311251 F=89.71344 S.E=58.72795方程（3.3） EXG=7091.676+20.17585FDI-1645.358ER+ s=(1723.789) (1.505474) (273.1499) t= (4.114004) (13.40165) (-6.023646) DW=1.406636 F=49.42020 S.E=1401.242 由上述经过科克伦奥科特迭代法修正后的方程（3.1）、（3.3）的LM检验结果可知，对于方程（3.1）、（3.3）分别有：、，根据LM检验法的判别规则，应该接受，即方程（3.1）、(3.3)的残差序列间已不存在自相关。同时可见，可决系数、t、F统计量也均达到了理想水平。六、结论1、FDI和出口总量之间存在正相关关系，出口总额会随着FDI的增长而增长。这与国内学者对FDI和出口总量关系的研究结果基本一致，即两者之间的关系基本符合“贸易互补理论”。同时我国改革开放以来的FDI和出口总量数据也显示了这一正相关关系。2、FDI和工业制成品出口之间存在正相关关系。这也验证了弗农的结论，弗农的产品生命周期理论认为，随着资本移动往往还伴随着技术、管理经验等的移动，而先进技术将带来产品技术含量的提高，最终促进出口商品结构的提高。3、方程(3.1)、(3.2)、(3.3)表明，从长期来看，外商直接投资、汇率的变化对我国出口均产生积极的影响，而且汇率(ER)变量前面的系数都要显著地大于外商直接投资(FDI)变量前面的系数，这说明汇率的变化无论是对出口总额，还是初级产品出口或者工业制成品出口的影响都要明显地大于外商直接投资对它们的影响，这也从另一个方面说明了改革开放以来我国以促进出口增长为目标的汇率政策是长期有效的，汇率贬值确实起到了促进出口长期增长的作用，但也反映出我国的出口增长过分依赖于汇率的贬值。4、FDI对工业制成品出口的影响要明显大于对初级产品出口的影响，这说明了改革开放以来外商直接投资主要集中于我国工业制成品制造业，FDI在促进我国出口贸易的长期增长过程中，主要是促进了工业制成品出口贸易的增长，从而也反映了FDI在改善我国的出口商品结构上起了重要