ＦＤＩ与我国高新技术产业出口竞争力

1、与我国高新技术产业出口竞争力摘要:文章根据协整理论,结合我国高新技术产业对外贸易现状,对外商直接投资与我国高新技术产业出口竞争力的关系进行了实证分析,得出了他们之间的长期均衡关系,并建立了误差修正模型,最后提出了相关的建议｡关键词:外商直接投资;出口竞争力;协整分析;格兰杰因果关系 本文分析FDI对我国高新技术产业出口竞争力的影响,对于制定科学的中国高新技术产业引资策略和发展战略,增强我国高新技术产品的国际竞争力有着十分重要的理论和现实意义｡ 一､ 相关理论与研究文献回顾 1. 高新技术产业出口竞争力与FDI&#6537

2、7;高新技术产业出口竞争力主要是指一国高新技术产品在设计研发､生产､贸易､使用以及售后服务等方面在国际市场上与同类商品竞争中表现出来的开拓能力,满足消费者需求能力､赢利能力｡近十年,我国高新技术产业发展迅速,高新技术产品贸易在我国对外贸易中所占的比重逐年上升,高新技术产业的出口竞争力也在不断提高,FDI起了重要作用｡究其原因,可以主要从两个方面来分析:第一,从产业内部来说,我国的高新技术产业起步较晚,技术水平较低,技术创新能力不强,而FDI尤其是跨国公司FDI中最

3、核心的垄断优势和竞争优势就是技术优势,因此,通过FDI在我国的技术溢出和示范效应,可以有效地避开发达国家的技术壁垒,促进了我国高新技术水平的进步;另外FDI提高了我国高新技术企业的管理水平与效率､人力资本水平,这都有利于我国高新技术产业的发展,产品出口竞争力的提高｡第二,从产业外部来说,一方面,FDI促进了我国制造业､服务业等与高新技术产业密切相关产业的发展,为我国高新技术产业的发展提供了比较高效的支撑服务体系;另一方面,FDI尤其是跨国公司的世界生产和营销体系,有力于提高我国高新技术产业国际竞争力｡ 2.

4、 目前单独以高新技术产业为对象,研究FDI对这一特定产业出口竞争力的影响的文献还不是很多,且偏重于理论研究｡但考察FDI对东道国产业出口竞争力的影响,国内外学者从理论和实证角度进行了不少的研究｡ 邓宁(1958)进行了实证研究,他对在英国技术水平较高的制造业领域投资的美国公司的作用的研究表明,FDI提高了东道国产品的出口竞争力｡日本学者小岛清(20世纪70年代末)认为,FDI对东道国的外贸存在创造和补充效应,能更好地推动一国对外贸易的发展,增加了该国产品的出口竞争力｡格拉汉姆和克鲁格曼(1993)也提出了外

5、国投资对于东道国出口有显著的带动作用｡Brenton & Mauro(1998)､Mohammed.Ishaq(1999)､Ganor Hunya(2002)等学者均做了类似研究,研究结果通常都认为FDI最终提升了东道国产业的出口竞争力｡国内学者对此也进行了很多理论和实证研究｡唐晓宁､葛顺奇研究跨国公司FDI对出口竞争力的直接影响和间接影响,得出无论是初级产品､服务产品还是工业制成品,跨过公司FDI在促进发展中国家的出口竞争力

6、方面都起到了促进作用,尤其是技术密集型产品,出口增加的幅度更为明显,出口竞争力逐年加强｡从理论上论证了FDI对促进发展中国产品出口竞争力具有重要作用｡江小涓(2002)通过FDI与我国高新技术产品进出口进行了实证分析,证明了FDI促进技术进步和产业升级,增加了我国产品出口份额,优化了产品出口结构｡杨丹辉(2004)从出口规模扩大､出口结构升级的角度对FDI对我国出口竞争力的作用作了实证分析,并指出外资的进入导致内资企业出口竞争力的弱化｡蔡茂森､顾敏芬(2005)通

7、过研究FDI对我国贸易增长的作用,得出FDI存在与我国出口贸易发展存在显著的正相关关系,已经成为我国外贸出口竞争力的重要构成因素和增长源泉｡ 虽然国内外学者较FDI对一国产业出口竞争力之间的关系研究较多,并得出了相关结论,但在具体到高新技术产业时,FDI对我国高新技术产业产品出口竞争力具体产生了怎样的影响,则实证研究较少｡因此,本文运用现代计量经济学中的协整理论,就FDI对我国高新技术产业出口竞争力的影响关系进行了实证检验分析｡ 二､ FDI与中国高新技术产品出口竞争力的实证分析 协整理论是一种新的建模技术

8、,是20世纪80年代以来计量经济模型建模理论的重大发展｡它首先分析时间序列的非平稳性,然后找出非平稳变量间的长期均衡关系,并建立误差修正模型｡ 1. 变量与数据的选取｡评价出口竞争力的方法指标有很多,本文使用修正的贸易竞争力指数(TTC)代表我国高新技术产业出口竞争力水平｡贸易竞争力指数TC=(Xi-Mi)/(Xi+Mi),其中,Xi代表i产品的出口额,Mi代表i产品的进口额,贸易竞争力的取值范围是-1TC1,如果TC小于0,即出口小于进口,反映对i产品该国是一个净进口国,i产品出口竞争力较弱;反之,则说明

9、i产品出口竞争力较强｡由于贸易竞争力指数有可能是负数,为方便后面对数计算,本文采用修正的贸易竞争力指数TTC,即TTC=1+TC,修正后的贸易竞争力指数的取值范围是0TTC1｡计算贸易竞争力指数所需的高新技术产品进出口额是以美元为单位的每年进出口值表示｡外商直接投资额直接以每年流量计算,并以美元为单位｡本文分析所使用的样本数据取自1991年2005年的年度数据,数据来源于新中国五十五年统计资料汇编､中华人民共和国统计局网()､中华人民共和国商务部科技发展和技术贸易

10、司(),整理综合所得｡为了消除时间序列中存在的异方差现象,保证序列的平稳性,对FDI和修正的贸易竞争力指数TTC两个变量取对数,这样取对数后的变量对原方程的解释程度不会产生影响｡变量的对数形式分别分:LNTTC､LNFDI｡(具体统计数据及计算结果略) 表1给出了LNTTC和LNFDI两个变量之间的相关系数｡通过表1也可以看出,两者之间的相关性比较强｡但并不表示它们之间一定具有因果关系,因此,下面用协整､因果关系检验方法分析它们之间的关系&a

11、mp;#65377; 表1各变量之间的相关关系表 注:本表统计结果由EViews5.1软件算得,下同｡ 2. 平稳性检验｡传统的计量经济学理论以序列的平稳为前提,而事实上,在实际问题的分析中,所涉及的变量往往是非平稳的｡如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变,则这个序列是非平稳的时间序列,单位根检验是检验变量之间是否具有稳定关系的一个必要过程｡几乎所有的表示绝对量指标的宏观经济变量(时间序列)都是非平稳的,具有时间趋势,因此有必要先作单位根检验,然后再决定是否要进行协整检验｡

12、这里我们基于Dickey and Fuller(1979､1981)对单位根的研究,运用ADF检验法对两变量以及它们的差分序列进行平稳性检验,检验结果如下表2所示｡ 表2各变量的平稳性检验 注:(1)检验形式中,c为常数项,t为趋势项,k为滞后期阶数;(2)*表示显著水平为10%的临界值,*表示显著水平为5%的临界值,*表示显著水平为1%的临界值,下同;(3)滞后期k的选择标准是以AIC和SC值最小为准则｡ 由表2可见,变量LNTTC､LNFDI的水平序列都是一阶单整I(1),不能使用传统的经济计量学理论来

13、建立模型｡因此,我们可以使用现代计量经济学中的协整理论来研究我国高新技术产业出口竞争力与外商直接投资之间的动态关系｡ 3. 协整检验｡协整检验是揭示变量之间是否存在长期稳定的均衡关系的方法｡其基本思想是,如果两个或者两个以上的时间序列是非平稳的,但他们的某种线形组合却表示出平稳性,则这些变量之间存在长期的稳定性,即存在协整关系｡本文采用E-G两步法进行协整分析｡由于变量LNTTC､LNFDI都是一阶单整序列,可用OLS法进行回归,消除自相关性

14、的影响后,得到协整回归方程如下: 由上式看出,模型的拟合优度很高,且不存在序列相关和异方差｡若变量存在协整关系,则模型估计式的残差序列应该具有平稳性｡计算OLS估计的残差为: E=LNTTCt+6.629 198-2.418 024LNFDIt+0.0755 52AR(2) 对残差序列E做单位根检验,ADF检验结果如表3所示｡ 表3残差序列E的单位根检验结果 由表3可知,E的ADF检验值-3.275 946小于1%显著水平的临界值-2.771 926,因此E为平稳序列｡这表明LNTTC&#65380

15、;LNFDI二者之间存在协整关系,而且是唯一的｡协整关系所对应的二者的长期均衡关系式为上面(1)式所示｡(1)式方程所表示的变量LNTTC､LNFDI在长期具有明确的现实经济意义｡它说明,在长期中,中国的外商直接投资每增加1个单位,我国高新技术产品出口竞争力将提高大约2.4个单位,可以看出外商直接投资对于提高我国高新技术产品出口竞争力作用显著｡ 4. 误差修正模型｡根据格兰杰定理,具有协整关系的变量之间一定有误差修正模型的表达式存在,反映短期调节行为&#6

16、5377;所以我们可以建立误差修正模型表达式如下: 模型(2)的实际值和拟合值得拟合效果较好,残差项基本上在1个正负标准差范围之内,模型拟合效果图如图1所示｡ 误差修正模型(2)式中的误差修正项Et-1的回归系数通过了显著性检验,且误差修正系数为负,符合反向修正机制｡模型(2)反映了高新技术产品出口竞争力受外商直接投资影响的短期波动规律,即二者短期动态关系是,外商直接投资短期内每变动1个单位,高新技术产品出口竞争力将同向变动1.48个单位｡这个数值比长期协整方程中的系数值要小,说明外商直接投资对高新技术产品出口竞争力的长期影响更

17、为显著｡Et-1的系数为0.991 772,说明长期均衡趋势误差校正项对高新技术产品出口竞争力提高的调整幅度约为99.2%,具有较强的调节作用｡ 图1误差修正模型的拟合效果图 5. Granger因果关系检验｡协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系,由于经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关系数,因此这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证｡在协整的基础上,对FDI和高新技术产业出口竞争力进行Granger因果关系检验,结果如下表4所示｡在5%显著性水平上,当

18、滞后期为2期时,LNFDI和LNTTC互为因果｡即:滞后期为2时,FDI的流入是中国高新技术产业出口竞争力提高的Granger原因,同时中国高新技术产品出口竞争力的提高也是FDI流入的Granger原因,两者互为因果关系,互相影响｡ 三､ 结论及建议 通过实证分析可以得出:在长期中,FDI与我国高新技术产业出口竞争力之间存在长期均衡关系,FDI对我国高新技术产业出口竞争力的影响十分显著;在短期中,FDI对我国高新技术产业出口竞争力得影响不如长期显著;Granger因果关系检验,证明了FDI与我国高新技术产业出口竞争力之间并非简单

19、单项关系,而是互相影响促进的因果关系｡ 虽然FDI对我国高新技术产业出口竞争力起到重要作用,但仍没有达到期望水平,存在很多不足｡主要表现在:首先,从国际分工层次上,目前我国出口的高新技术产品生产中仍以增值率较低的加工贸易为主;其次,从贸易主体角度,高新技术产品国内市场和对外贸易大部分被三资企业尤其是外商独资企业主导,国内高新技术企业竞争力不强,出口依赖较重;最后,从技术扩散角度,外商的技术保密性仍然很强,对国内高新技术企业技术的溢出还有待提高｡针对这些问题,本文提出了以下建议: 1. 创造良好的国内竞争环境&#65377

20、;技术外溢和国内竞争环境是密切相关的,国内市场竞争环境越激烈,外资才越有可能引入并转移先进技术｡很多实践经验也表明,市场竞争程度的提高是促进外商直接投资转移先进技术的有效手段｡因此,政府加大力度营造良好竞争环境,并加大对基础设施､关联产业等辅助环境的改善｡ 2. 加强跨国公司研发机构的溢出效应｡引进外商直接投资的最终目的是充分发挥其技术外溢效应促进我国技术水平的提高｡因此,要加强几个方面的工作:一是鼓励跨国公司与我国高新技术企业和科研教学机构建立联合研发机构;二是加强本地配套企业与跨国公司的合作,充分利用跨国公司的技术力量提高配套企业的技术水平;三是鼓励跨国公司研发机构与本地科研机构在基础技术､技术信息等方面的交流;四要完善技术交易市场,便于研发成果的扩散｡ 3. 在技术引进的基础上注重吸收消化创新｡贸易大国不等于贸易强国,出口规模和数量的扩大也不代表出口竞争力的提高｡因此,在未来注重大量吸