外商投资法论文范文

关键词：FDI；GMM估计；高端技术创新；抑制效应；外溢效应

一、引言

利用我国1998年～2010年的省际面板数据，本文估计了外商直接投资（FDI）对我国高端技术创新的影响。其中，我们将地区的“发明”专利授予量作为高端技术水平的变量；与既有研究的不同之处在是，本文采用了动态面板的广义矩（SYS-GMM）估计。通过控制技术创新的滞后项对技术创新的累积影响，我们提高了估计精度；此外，本文进一步考虑了我国2001年入世（WTO）和2004年实施专利执法改革对FDI外溢效应的冲击。

二、实证模型

1.实证方法。

不难理解，技术创新具有累积性，技术创新除了受当期其他变量的影响之外，也必然受过去技术创新的持续影响。因此，为了反映并控制这种跨期的持续影响，本文采用了估计动态面板数据的系统广义矩（SystemGMM）方法（Blundell&Bond，1998）。其中，我们将技术创新的滞后项引入到解释变量中来，以充分反映技术创新的历史信息对当期的影响。

为了确保模型回归的有效性，我们采用检验面板单位根的Fisher-ADF方法。通过实施Fisher-ADF的单位根检验，我们发现，本文的面板数据都具备平稳性特征，因此可以进行回归。

2.变量选取。

此外，为了反映我国2001年入世（WTO）和2004年实施专利执法改革对外资技术溢出效应的影响，我们设置了是否入世（WTO）与是否实施专利执法改革（LAW）的时间虚拟变量：

wtoit=1ifyear>20010ifyear≤2001和lawit=1ifyear>20030ifyear≤2003（1）

通过构建虚拟变量与外商直接投资的交乘项，我们进一步分析了入世（WTO）和专利执法改革分别对FDI技术外溢效应的冲击。

3.样本选择。

本文的样本选自1998年～2010年13年间，我国大陆30个省级地区（含直辖市和自治区）的面板数据，由于自治区的部分数据有所缺失，没有考虑。我们将变量的数据均取自然对数。

三、实证结果及分析

1.模型设定。

本文的动态面板模型设定如下：

lninvit=α0+α1lninvit-1+α2lninvit-2+α3lnfdiit+Xit+uit（2）

其中，Xit=ζ1lnRdeit+ζ2lnpgdpit+ζ3EOit+ζ4colit+ζ5wtoit×lnfdiit+ζ6lawit×lnfdiit。

2.回归结果。

经过Arellano-Bond检验，可知动态模型（1）中的AR（1）和AR（2）对应的P值分别小于5%和大于5%，这表明模型的二阶扰动项已经没有了序列相关性，因此动态模型（1）的估计具有一致性。Sargan检验表明，模型（1）的工具变量能够识别，即将被解释变量的一、二阶滞后项作为解释变量是有效的。

一般而言，受样本数量的限制，在动态面板中选择不同的工具变量可能导致GMM估计结果出现偏倚。其中，与最小二乘法（PooledOLS）的估计相比，GMM的估计值相对偏低，而相对于固定效应（FE）而言，GMM的估计值相对偏高（Bond，2002）。因此，为了体现本文的估计精度，我们在GMM估计的基础之上，另加考虑了最小二乘法（PooledOLS）和固定效应方法下的估计方程。

接下来，以模型（1）中的GMM估计为主，我们对估计结果进行说明。首先，滞后一期和滞后两期的高端技术变量所对应系数都比较显著。整体来看，高端技术的滞后项对高端技术创新能力的影响始终为正，即高端技术创新具有明显的累积性，过去的技术创新必然会影响现在和以后的技术创新。其次，我们发现外商直接投资对我国高端技术创新的影响始终为负，且在模型（2）和模型（3）中，外商直接投资对应的系数也显著为负，可见外商直接投资对我国高端技术创新确实产生了明显的抑制效应。事实上，已有研究如，沈坤荣和耿强（2000）、Hu和Jefferson（2002，2004）、Cheung和Lin（2004）、侯润秀和官建成（2006）与薄文广（2007）等，都无一例外地认为外商直接投资对我国存在正向的技术溢出效应；而本文却得出了与上述研究完全相反的结论。可能的原因在于，本文的研究与上述已有研究的分析阶段不同。已有研究主要分析的是2004年以前外资的技术溢出效应，而本文分析的却是较近年份（近10年左右）的外商直接投资对我国技术创新的影响。另外，蒋殿春、夏良科（2005）、蒋殿春、张宇（2008）、陈爱贞和刘志彪（2008）、徐全勇（2007）、陈琳和林珏（2009）以及马林和章凯栋（2008）等都分别从其他角度也证实FDI可能对我国技术创新产生负面影响，而本文的研究也支持了他们的结论。

其次，人均GDP、研发经费投入都显著地提高了我国的高端技术创新；第三，受大专以上教育的人群比重有助于我国的高端技术创新；第四，国内企业的进出口导向有利于我国高端技术创新，但影响不显著；第五，考察入世或专利执法改革与外商直接投资的交乘项系数，不难发现，加入世贸组织（WTO）以来，外商直接投资对我国高端技术的创新产生一定的负面冲击，而2004年实施的专利保护执法改革却明显地提高了外商直接投资对我国高端技术的外溢。

四、结论与政策建议

利用我国1998年～2010年的省际面板数据，本文估计了外商直接投资对我国高端技术创新的影响。其中，我们将实际授予的“发明专利”数量作为我国高端技术的变量。研究发现：第一，外商直接投资明显抑制了我国高端技术创新。这一结论与沈坤荣和耿强（2000）、和Cheung和Lin（2004）等的结论完全相反，进一步支持了陈爱贞和刘志彪（2008）和陈琳和林珏（2009）等人的判断；第二，入世（WTO）普遍减弱了外商直接投资对我国的技术溢出，而加大专利保护的执法力度有助于外商直接投资对我国高端技术创新形成技术外溢。

我们的政策建议如下。首先，“以市场换技术”的引资政策已经不能作为我国吸引外商直接投资的唯一目标；相反，加大国内的研发经费投入是促进我国技术创新，建设创新性国家的重要手段；同时，我们也发现人均GDP有利于高端技术创新，因此应该重视、利用好本土市场，通过国内市场的需求牵引来促进我国的技术创新；最后，我们需要重视国内高校的教育质量改革，通过加强高等教育来提高我国的科研人员素质，提升我国的高端技术创新能力。

参考文献：

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2.Cheung，K.Y.，andLin，P.，SpillovereffectsofFDIoninnovationinChina：Evidencefromprovincialdata.ChinaEconomicReview，2004，15（1）：25-44.

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6.陈爱贞，刘志彪.FDI制约本土设备企业自主创新的分析——基于产业链与价值链的双重视角.财贸经济，2008（1）：121-126.

7.陈琳，林珏.外商直接投资对中国制造业企业的溢出效应：基于企业所有制结构的视角.管理世界2009，（9）：24-33.

8.蒋殿春，夏良科.外商直接投资对中国高技术产业技术创新作用的经验分析.世界经济，2005（6）：3-10.

9.蒋殿春，张宇.经济转型与外商直接投资技术溢出效应.经济研究，2008（7）：26-38.

10.侯润秀，官建成.外商直接投资对我国区域创新能力的影响.中国软科学，2006（5）：104-110.

11.马林，章凯栋.外商直接投资对中国技术溢出的分类检验.世界经济，2008（7）：78-87.

12.沈坤荣，耿强.外国直接投资的外溢效应分析.金融研究，2000（3）：103-110.

13.徐全勇.外商直接投资对我国自主创新作用的实证分析.世界经济研究，2007（6）：14-18.

外商投资法论文范文

关键词：有效汇率；外商投资；关系

中图分类号：F830

文献标识码：A

文章编号：1006－3544（2006）03－0026－03

一、文献综述与问题的提出

自2005年7月23日，开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，人民币汇率不再钉住单一美元。目前，有关人民币汇率对我国经济影响的文章大多集中在对外贸易方面（如卢向前、戴国强，2005；李海菠，2003），而很少涉及对我国利用外资的影响的分析。

国外有关汇率与外商直接投资关系的研究成果并没有一致的结论。Kohlhagen（1977）的回归检验结果表明：20世纪60年代，欧洲主要国家（英国，1967；法国，1969；德国，1961，1969）的汇率贬值或升值都对美国外商直接投资水平有着系统的影响，尽管存在着资本管制。Cushman（1985）则区分了实际汇率和名义汇率两个概念，并通过经验实证的方式对美国和五个主要工业国家的年度直接投资水平进行分析，得出实际汇率的升值对外商直接投资具有正向影响效应。而Froot和Stein（1991）进一步将市场信息不对称这一因素引入模型之中，研究发现美国1970－1980年涌入的大规模外商直接投资应归功于同一时期疲软的美元汇率。Sercu和Vanhulle（1992）通过汇率对出口的价格和数量的影响分析，得出汇率波动性的增加对出口企业的价值有着正向影响效应，也使得出口策略较直接投资更有吸引力，即汇率波动的剧烈程度对外商直接投资具有逆向影响效应。Aizenman和Joshua（1993）区分了名义变量和实际变量对经济的冲击，得出了在名义变量冲击之下，汇率的波动性与外商直接投资水平存在正向关系的结论。Goldberg和Kolstad（1995）通过实证分析发现汇率贬值对外商直接投资没有任何大的或显著的影响；但汇率波动的剧烈程度对外商直接投资却具有正向影响效应。Dewen-ter（1995）放弃了过去的经验分析（如Froot，Stein，1991），直接以外商直接投资的绝对水平作为研究变量，而代替以外商投资与国内投资的比值作为实证检验的变量，并基于美国1975－1989年的数据得出：汇率水平与外商投资的相对水平在统计上并没有显著的影响关系。国际货币基金组织的经济专家伊藤隆敏等人对亚太经合组织各经济实体（不含中国）的研究表明：若某一经济实体货币贬值10％以后保持经济稳定，则其外商直接投资流入增加量相当于国内生产总值的0．25％，反之亦然。

根据上面的分析，国外针对汇率升、贬值及其波动幅度与外商直接投资间关系的研究结论可谓众说纷纭，并未形成一致的结论。有的认为汇率贬值有利于吸引外商直接投资；有的认为汇率波动的激烈程度影响着外商直接投资，但究竟是“正向还是负向”影响，又有着不同的答案；还有的认为，不论是汇率的贬值，还是汇率的大幅波动都对外商直接投资没有显著影响。国内针对人民币汇率专题的研究，大多局限在汇率与其他经济变量之间的关系上，而涉及汇率与资本流动项目关系的研究尚显匮乏。即使涉及，所得的结论大多一致，即人民币汇率的贬值有利于我国的外商直接投资。陈华和李波（2000）得出人民币贬值对我国的外商直接投资有一定的促进作用，且这种促进作用一般要在贬值后1－2年内才明显地表现出来。孙雷和杨舜贤（2005）认为，如果人民币在可控的范围内升值（即所谓有管理的浮动），对FDI在不同的产业分布方面可能会产生如下影响：那些针对国内市场的、高附加值的高端产业的FDI将可能增长；已往以加工出口为主的外来工业资本，将可能下降；FDI形成的收益继续留在中国将呈上升趋势；对服务业，特别是金融领域外商投资将可能有正面影响。张谊浩（2003）运用我国1978年至2000年的数据，实证检验分析了人民币汇率对外商直接投资的影响效应，指出长期里保持人民币汇率稳定更有利于吸引外商直接投资。陈浪南、王瑞馄和林海蒂（1999）对中、美、日三国汇率变动与FDI的关系进行了实证分析，发现人民币的升值会引起流入我国的FDI减少。国内上述研究普遍存在以下问题：（1）缺少实证检验的验证，多数研究只是停留在理论上的解释。（2）选取的样本数据多为年度数据，造成样本点过少，在统计上缺乏可信度，影响实证结果。（3）人民币汇率往往用人民币兑美元汇率代替，但当时这一汇率是固定不变的，忽视了人民币实际汇率的变动。（4）缺少单位根检验，使得一些非平稳数据直接被用来回归，这会产生伪回归的结果，影响结论的可信度。

基于国内研究存在的问题，笔者认为，国内一致得出人民币汇率的贬值有利于外商直接投资的结论并不具有完全的可信度，需要进一步的实证检验。本文运用1995－2004年的季度数据，以保证样本数据达到统计上的要求，采用单位根检验和协整检验的方法，以避免伪回归的结果，分析了人民币实际有效汇率及其波动性与我国外商直接投资的关系。

二、实证检验

（一）数据说明

本文样本区间为1995－2004年共10年40个季度数据。其中，REER的数据来源于国际货币基金组织（IMF）的“InternationalFinancialStatistics”。IMF测算并定期公布其成员的实际有效汇率指数，IMF对实际有效汇率指数（REER）的定义为：实际有效汇率指数是经本国与所选择国家间的相对价格水平或成本指标调整的名义有效汇率，它是本国价格水平或成本指标与所选择国家价格水平或成本指标加权几何平均的比率与名义有效汇率指数的乘积。计算公式如下：

之所以采用人民币实际有效汇率主要基于以下方面的考虑：一是由于名义汇率的变动并不一定引起实际汇率的同方向变动，而实际汇率变动才是引起经济变量的主要原因。这样，一般的人民币汇率，即人民币对美元汇率是基本稳定的名义变量，使得其汇率作用难以显现。二是均衡汇率是一种政策目标的真实有效汇率，它只能采取估算的形式得到，数据较难获得，且获得的途径不一样，数据也是不一致的。相反，人民币实际有效汇率的数据来源（IMF）更为可靠，具有一定的权威性。因此采用人民币对主要国家货币加权实际汇率更能综合反映人民币汇率的波动。

FDI和GDP的数据均来自于《中国经济统计快报》、《中国统计年鉴》和中国国家统计局网站，并做了一定的调整而得到季度数据。由于中国FDI和GDP季度数据具有很强的季节规律性，因此需对其进行季节调整，消除季节因素影响。季节调整使用的方法为移动平均调整法。用FDI／GDP来替代FDI这一变量的原因在于：消除或减轻FDI变量的趋势因素，因为FDI和GDP大致有着协同的趋势方向，二者的比率可以平缓趋势项，把握总体规律。

Vt表示t期的人民币实际有效汇率波动水平。为了反映汇率波动的聚类性，沿用了Abdur（1993）所采用的计算汇率波动水平的方法，即实际汇率变动率的移动样本标准差的方法：

其中，为保证汇率波动的聚类性同时又能得到足够多的数据，初步将m定为8（Abdur，1993）。这种估计方法更有利于表明实际有效汇率波动水平的总体移动。

对于FDI／GDP和Vt数据分别乘以100，以表示它们变动的百分比。

（二）数据分析

传统的回归分析技术往往假定所使用的时间序列是平稳的，即要求该序列是常均值、同方差和任意相同滞后阶具有相同自协方差。然而现实经济中的许多变量序列是不平稳的，根据Granger和Newbold（1974）的分析，对非平稳的随机变量进行回归可能导致“伪”回归结果。为了避免回归的失效，Engle―Granger（1987）提出一种处理非平稳序列的方法――协整检验，其基本思想是：如果两个（或两个以上）同阶的时间序列向量分别是非平稳的，而它们的某种线形组合却是平稳的，则这两个（或两个以上）序列向量之间存在协整关系（长期稳定关系）。由于只有具有同一单位根的两个变量之间才可能存在协整关系，因此本文将首先对所取各变量序列进行单位根检验，再进行协整检验，以保证数据的可靠性。

1．单位根检验

通常利用ADF（AugmentedDickey―FullerTest）方法检验数据的时间序列特征。ADF检验基于以下方程：

滞后期k值的选取将依据AIC和SBIC信息量最小化这一原则进行，同时考虑残差的非自相关性。

结果表明：中国的REER、Vt和FDI／GDP的ADF统计值的绝对值均小于10％（或5％）显著性水平下的MacKinnon临界值的绝对值，即不能拒绝原假设，所以这些序列是非平稳的，存在单位根。因此，不能继续进行协整检验，否则会产生伪回归的情况。而经过一阶差分之后，这些序列所得的ADF统计值的绝对值均大于1％（或5％）显著性水平下的MacKinnon临界值的绝对值，表明这些序列经过一阶差分后是平稳的，不存在单位根，即它们是I（1）数列。因此可以继续对这些变量进行协整检验。

2．协整检验

检验I（1）变量之间是否存在协整关系的一般方法是E―G两步法，即首先用最小二乘法对向量进行协整回归，然后再对协整回归所得的残差进行单位根检验。由E―G两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性。由于中国的REER、Vt和FDI／GDP都是I（1）数列，满足协整检验前提，所以直接进行第二步：用一个变量对另一个变量回归。

首先，分别检验REER对FDI／GDP以及Vt对FDI／GDP的协整关系。分别对REER和FDI／GDP以及Vt和FDI／GDP进行普通最小二乘法回归，得到残差的回归序列，设为resid1和resid2，进行单位根检验，所得的ADF检验（滞后期的选取将依据AIC和SC信息量最小化这一原则进行）结果如下：

由上表可知，REER对FDI／GDP线性回归的残差序列的ADF统计值，比对应的显著性水平为5％的Engle－Yoo临界值要大，表明残差序列是非平稳的。因而，REER与FDI／GDP之间不存在长期稳定的协整关系，说明了中国汇率水平的变化对外商直接投资无长期的影响关系。而Vt对FDI／GDP线性回归的残差序列的ADF统计值，比对应的显著性水平为5％的Engle－Yoo临界值还要大，则说明残差序列是非平稳的，Vt与FDI／GDP之间不存在协整关系，即中国汇率的波动剧烈程度对外商直接投资不存在长期的影响关系。

既然REER与FDI／GDP之间、Vt与FDI／GDP之间都不存在协整关系，那么再对REER、Vt和FDI／GDP三者之间是否存在稳定的长期关系，进行协整检验。

由于汇率波动的激烈程度Vt是通过REER计算得来的，因此在进行协整检验之前，先检验二者之间的相关性，得出的结果如表3。

从表3可知，Vt和REER之间并不存在显著的多重共线性。在此基础上，进行三者协整关系分析。

对REER、Vt和FDI／GDP进行普通最小二乘法回归，得到残差的回归序列，设为resid3，对其做单位根ADF检验（滞后期的选取将依据AIC和SC信息量最小化这一原则进行），结果如下：

由上表可知，REER、Vt与FDI／GDP线性回归的残差序列的ADF统计值，比对应的显著性水平为5％的Engle－Yoo临界值要大，表明残差序列是非平稳的。因而，REER、Vt和FDI／GDP之间并不存在长期稳定的协整关系，即中国的外商直接投资、汇率升贬值和汇率的波动幅度之间并没有一个稳定的长期关系。

三、结论

通过计量模型分析人民币汇率波动（包括水平变动和波动剧烈程度）对我国外商直接投资的影响效应，结果显示：人民币汇率波动的剧烈程度与外商直接投资并不存在长期影响关系，而人民币汇率水平变动对外商直接投资也无长期的协整关系。并且实证结果进一步表明人民币汇率波动的剧烈程度、人民币汇率水平变动与外商直接投资三者之间也不存在协整关系。这说明中国的外商直接投资更多的是投资性的（外商直接投资的变化随着我国整体经济发展水平的变化而变化，外商直接投资看重的是潜在的市场发展空间以及良好的投资获利前景），而非投机性的（外商直接投资的变化更多的是取决于汇率波动下所带来的收益的变化）。

近年来外商直接投资的增加更多的是得益于中国良好的经济发展形势，是对中国政府宏观经济调控能力的肯定。强劲的经济增长趋势、良好的投资环境、低廉的劳动力成本等等，都带动着外商直接投资在不断增长。即使有些外商直接投资是亏损的，但从占领中国市场先机目标出发，也不会影响其对中国的投资。因此，中国政府并未涉嫌操纵人民币汇率水平来获得不公正利益，更没有对我国的外商直接投资有强烈的影响。外商直接投资的增加，得益于整体经济形势，而非人民币汇率的低估。

另外，从外商直接投资的类型来看，主要是一些制造加工型企业。这些企业都是两头在外企业，即企业的原材料主要是靠国外进口的，而生产出的成品也主要是出口的，因此人民币的升值在降低了出口收入的同时也降低了原材料进口的成本，两者在一定程度上抵消了人民币升值对外商直接投资的影响。所以人民币升值并不会显著地减少中国的外商直接投资数量。这从另一方面也说明了当前我国大额的外商直接投资并非汇率的低估而产生的。

从长期来看，随着中国经济的快速发展，建立灵活的人民币汇率形成机制是我国汇率改革的方向，但人民币汇率调整的时机选择更为重要。当然，由于中国现行汇率制度的独特性，上述的分析结果可能由于某些制约因素而不是十分的完美，但得到的关于汇率与外商直接投资间的关系还是有一定的参考价值的，这也为我国人民币汇率形成机制改革提供了可供借鉴的经验。

参考文献：

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［8］卢向前，戴国强．人民币实际汇率波动对我国进出口的影响：1994－2003［J］．经济研究，2005，（5）．

［9］李海菠．人民币实际有效汇率与中国对外贸易的关系――基于1973－2001年数据的实证分析［J］．世界经济研究，2003，（7）．

［10］张谊浩．现行人民币汇率有利于引进外商直接投资［J］．财经科学，2003，（6）．

［11］陈华，李波．人民币汇率波动对我国经济影响的实证分析［J］．渝州大学学报，2000，（3）．

外商投资法论文范文篇3

【关键词】四川;外商直接投资;进出口贸易

一、引言

外商直接投资(FDI)作为第二次世界大战后重要的世界经济现象,历来是学者们关注的焦点。吸收外资是中国实行对外开放基本国策的重要内容之一。外商直接投资在促进国民经济增长、带动产业技术进步、扩大出口和提供就业机会等方面发挥着日益重要的作用。2008年,四川省实际利用外商直接投资额达到30.8842亿美元,与2002年的6.5925亿美元相比,增加了近4.5倍,进出口总额为220.3828亿美元,其中,出口为131.0789亿美元,比2002年的44.6919亿美元和27.1145亿美元提高了近5倍。而对四川的外商直接投资是否在对外贸易中起到了积极作用的实证研究还不多。为此,本文主要采用时间序列分析的方法分析外商直接投资对四川进出口贸易的影响。

二、文献综述

(一)国外文献综述

Mundell(1957)使用要素比例理论解释商品的国际流动,而用资本边际产量的差异解释资本的国际流动,提出了贸易与投资替代模型。由于贸易障碍会对两个国家之间的资本边际收益产生影响,因此,贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动或直接投资。由于这种投资的目的是为了绕过关税壁垒以便克服贸易障碍对资本效率的抵销作用,因此,一般被称为关税引致的投资,关税引致投资表现为投资对贸易的替代。Belderbos和Sleuwaegen研究了日本在欧洲FDI的影响因素,其结论也支持FDI和出口的替代效应。

日本学者小岛清结合日本的实践经验,提出了外商直接投资与国际贸易互补效应的模型,他认为资本的流动不是由贸易壁垒引致,而且,外商直接投资可以提高东道国产品出口,并会在投资国与东道国之间创造新的贸易机会。Lipsey和Weiss使用了美国14个产业的截面数据发现存在积极的出口效应,并且发现,如果东道国为发展中国家,那么互补效应更为突出。

(二)国内文献综述

梁瑞以1994-2003年中国省际面板数据为例,分析了外商直接投资的出口贸易效应。结果表明FDI对中国东部地区出口贸易的促进效应最大,西部地区次之,中部地区影响不显著。杨小玲和刘用明综合运用了协整理论和Granger因果关系检验等多种方法,利用四川省1990-2007年间的数据,对四川省对外直接投资进行了实证分析,结果表明外商直接投资对四川省经济增长、对外贸易和产业结构都有正向作用,但作用力度不大,并建议从营造外商投资环境和引导外商投资产业两个方面来吸引优质外资。钱明霞运用协整拘束考察了江苏省外商FDI与出口贸易之间的关系,结果显示外商直接投资有力地推动了出口贸易的发展,并从政府和企业两个方面提出了促进外商直接投资出口贸易效应的对策建议。

三、外商直接投资与对外贸易效应关系的理论分析

外商直接投资与国际贸易的联系极为密切,他们两者之间的关系一直是研究和争论的焦点。从理论上讲,国际直接投资的贸易效应主要有替代和互补两种,即国际直接投资可能减少(替代)贸易,也可能增加(互补)贸易。

Mundell提出了贸易与投资替代模型,Mundell通过研究认为外商直接投资替代国际贸易的直接结果是:外商直接投资将会减少拥有比较优势商品的生产和出口,而吸引外商直接投资的东道国则增加了该种商品的生产,同时,也增加了具有比较劣势商品的生产,使得具有相对劣势商品的进口减少,因此外商直接投资起到了削弱国际贸易的作用。

贸易与投资互补理论认为,一个开放的经济环境是一个相对稳定的发展环境,一个经济自由化的国内经济基础是吸引外商直接投资的必要条件,后者被称为“市场规模假说”。因此,国际贸易的大力发展可以创造更为开放的经济环境,有利于增强对外商直接投资的吸引力。外商直接投资不仅仅是货币资本的流动,还包括技术设备和管理经验及知识产权等相关要素的输出,具有“扩散效应”,使得吸引外商直接投资的国家从中获得利益。投资于东道国优势出口产业的外国资本,会促进东道国出口产业的成长,并可利用外商的销售网络迅速进入国际市场,扩大对外贸易量,促进国际贸易的发展和增长。因此,外商直接投资直接带动了跨国公司内部贸易的发展,并通过技术溢出效应,提高生产率,扩大东道国的对外贸易。

四、外商直接投资与四川省对外贸易之间的实证分析

(一)建立模型

外商直接投资带来的资本多为生产性资本,当期的外商直接投资不一定能对当期的进出口贸易产生影响,存在一定程度的时滞效应。考虑到滞后效应的存在,建立FDI对进出口贸易影响的计量经济回归模型为:

其中,EX表示出口总额,IM表示进口总额,TT表示进出口总额,FDI表示外商直接投资金额,μt为服从正态分布的随机干扰项,p表示滞后阶数。

(二)数据来源

四川省1985-2008年的实际利用外资和进出口数据来源于《新中国统计资料五十五年汇编》、国泰安信息技术有限公司开发的《中国区域经济数据库》。

(三)平稳性检验

为了避免非平稳时间序列变量可能会产生“伪回归”现象,必须对模型中所使用的每个时间序列变量进行平稳性检验。本文采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)单位根检验进行平稳性检验,检验结果由表1所示。

从表1可以看出,序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是非平稳的,但其1阶差分序列都是平稳的,即序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是1阶单整的。

(四)协整检验

由于序列lnFDI、lnEX、lnIM、lnTT都是非平稳序列,但单整的阶数是同阶的,因此,他们之间可能存在长期稳定的均衡关系。本文采用E-G两步法进行协整检验,检验方程(1)、(2)、(3)是否为协整方程,每个方程的滞后期由AIC信息准则以及相应滞后期的显著水平决定。回归方程的估计结果为:

lnEX=7.35+0.463lnFDI

(13.10)(8.23)

R2=0.755D.W.=0.359

lnIM=4.90+0.487lnFDI

(10.06)(13.34)

R2=0.890D.W.=0.896

lnTT=7.21+0.523lnFDI

(14.16)(10.25)

R2=0.827D.W.=0.406

用e1、e2、e3分别表示方程(1)、(2)、(3)的残差,对残差进行平稳性检验,如果残差是平稳的,说明协整关系是成立的,检验结果如表2所示。

由表2可知,ADF统计量都大于10%的临界值,说明残差序列都是非平稳的,说明协整关系并不存在,即lnEX与lnFDI、lnIM与lnFDI、lnTT与lnFDI之间不存在长期稳定的均衡关系。换句话说,外商直接投资不是影响四川地区出口、进口以及进出口总额的因素。

五、结论与对策

通过本文的计量实证分析可知:外商直接投资对四川省对外贸易并没有显著影响。然而,综述中提及的大部分文献都证明外商直接投资对对外贸易具有显著的促进作用,尤其是具有显著的出口效应。究其原因,这可能是四川地区引入外商直接投资量的缘故。虽然近年来四川地区引入外商直接投资的增长率很高,但从引入规模来看,还显得非常不足。正是因为外商直接投资引入规模过小,其对对外贸易所应有的促进作用就无法表现出来。

因此,本文结论所对应的政策导向非但不是对引入外商直接投资持消极态度,反而是主张大力引进外商直接投资,使其对对外贸易所应有的促进作用表现出来。由此,四川要充分认识到外商直接投资对四川省投资的决定因素,制定能够吸引外商直接投资的政策,创造良好的投资环境,通过吸引外商直接投资促进四川省的经济发展,推动出口的增加。

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