外商投资与出口发展的关系探究范文

一、文献综述

关于对外商直接投资（FDI）和东道国出口关系方面的研究，除了小岛清的互补理论，还有Mundell的相互替论以及Bhagwalti和Dinpo-los的补偿投资理论。他们的观点，概括起来就是FDI对东道国出口贸易的促进作用表现在：FDI不仅可以通过外商投资企业自身的出口带动东道国的出口；同时，也可通过对当地企业的影响拉动出口。另外，弗农关注于FDI和出口商品结构的关系，他的产品生命周期理论认为，外国直接投资是通过在东道国设立生产企业，从而通过影响东道国的资本来引起出口商品结构的调整。Dooleyeta（l1994）发现，一国资本流入中FDI所占比重越高，该国资本流动的流动性就越大，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。国内学者江小娟分析了FDI企业对我国出口增长的贡献及其原因。向铁梅通过一系列的实证分析，发现FDI和我国出口贸易总体上是相互促进的。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化特征，与我国出口贸易政策以及政策变迁存在显著的正相关。

二、我国出口与FDI关系的实证分析

（一）数据选取与模型设计

本文研究外商直接投资与出口贸易关系，选择的变量有累积外商直接投资（FDI）、出口额（EX）、国内生产总值（GDP），选取的样本区间是1985-2009年（见表1）。

这里需要说明的是：第一，由于FDI具有时滞性和累积性，我们选用FDI存量而不是FDI流量作为该模型的自变量。第二，选用年FDI累积存量，是考虑外资的流入对贸易产生效果存在着一定滞后性，以年为时间单位既可以分析FDI对出口贸易的短期效果，还可以观察FDI对出口贸易的长期效果。第三，对表1中的数据进行了处理。实际GDP＝名义GDP/对应年份的价格指数P，出口额和FDI的单位（亿美元）利用人民币对美元的汇率转化为我国的货币单位（亿元）。第四，为了降低异方差性的影响，分别对模型中的数据取对数，模型的解释变量依次为：累积实际利用外商直接投资lnFDI，国内生产总值lnGDP；被解释变量为出口总额lnEX。

（二）单位根检验

用ADF检验序列的平稳性，未差分前各变量都为非平稳，差分后都变成平稳序列，说明各序列都是一阶单整序列（见表2）。

从表2中可知，各变量是一阶差分平稳，即一阶单整。因为，各变量在5%的显著水平上不能拒绝存在的单位根的假设，而一阶差分后在5%的显著水平上都拒绝了存在单位根的假设。

（三）协整检验

上面已证明所有变量都是一阶单整的，于是，进一步检验变量之间的协整关系。进行普通最小二乘回归，在主窗口输入lslnexclnfdilngdp。

为了观察变量之间是否存在协整过程，需要检测回归方程（1）的回归残差平稳性，下面我们运用ADF法检验回归残差的平稳性，此时系统会自动生成残差，我们令残差为et1，命令如下：et1=resid对残差项进行单位根检验，滞后期为1，结果如表3所示，残差序列为平稳序列，该协整关系成立。

（四）误差修正模型

前面的协整检验反映的是外商直接投资和出口之间存在着长期均衡关系，但是短期由于一些原因使其偏离长期均衡状态，同时，这种偏离可以通过误差的修正向着均衡状态不断地调整，那么误差修正模型正是结合了短期波动和长期均衡的分析，描述外商直接投资影响出口的短期偏离和长期均衡调整的效果。

上面的分析可以证明序列lnexlnfdilngdp之间存在协整关系，故可以建立et1（误差修正模型）。先分别对以上序列进行一阶差分，然后对误差修正模型进行估计。则回归方程为：

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。这表明在短期内，出口可能出现偏离这些变量的长期均衡状态，但长期来看，每年出口对上一年以36%的调整，使其摆脱短期非均衡状态，并快速地向着长期均衡发展。

三、模型的结果检验

首先，协整检验表明，外商直接投资与出口两变量间存在着长期均衡关系。根据回归方程（1）的结果可知：

1.经济意义上，lnFDI前面的系数是正值，外商直接投资（FDI）变动1个百分点，会出口会同方向以0.308221个百分点发生变化。意味着随着外商直接投资的增加会促进我国的出口，这在实际生活中是正确的。

2.lnFDI前面系数的T统计量值为6.374504，大于5%显著水平下的临界值，拒绝原假设，即外商直接投资对我国出口有显著影响；F统计量值为965.6337大于5%显著水平下的临界值，说明所有解释变量对我国出口的影响也是较显著的。

3.S.E=0.157851说明我国出口估计值与实际值的平均误差为0.157851亿元，标准误差较小；R2=0.989243接近于1，拟合优度较好。

其次，误差修正模型表明，从回归方程（2）的结果可知，出口EX不仅取决于FDI、GDP的变化，而且还取决于上一期出口的水平对均衡水平的偏离，误差项ET1的估计系数-0.363411体现了对偏离的修正，上一期的偏离越远，本期修正的量就越大，即外商直接投资和出口的关系一旦发生短期偏离，则会以约36%的速度向着长期均衡状态进行调整，这也证明了外商直接投资和出口之间的长期均衡关系。

四、结论及政策建议

从这些年来我国出口的迅猛增长可以看出，我国政府吸引外商直接投资的努力是卓有成效的。外商直接投资通过占领和扩大在中国的市场份额，利用中国低成本优势发展出口导向型产品和产业，促进了我国的出口贸易额的增长。

FDI对我国出口贸易的拉动效应表现在：一是近年来的外商投资企业出口额占我国对外贸易的比重正在上升，也就是说通过外商投资企业自身的出口可以带动我国的出口贸易；二是外商投资利用自身先进的管理技术经验、有效的营销策略和方法，作用于具有劳动力廉价和优惠的引资政策等优势因素的我国，使其在国际市场上具有更强的竞争力，进而拉动我国出口贸易的增加。

1.要为外资创造良好的投资环境，加强吸引外资的能力。建立健全市场经济法律体系，规范政府职能，建立和完善与市场开放及贸易投资活动市场化相适应的宏观调控体系，以增强外国投资者的信心。改进引资方式，以适应跨国公司的全球并购浪潮。培育吸引外商直接投资的配套产业群，使国内众多中小企业加入跨国公司的全球生产链，从而更好地融入世界市场，提高竞争力。另外，要注意保持FDI的长期性、稳定性、充足性，防止FDI的滞后性，使得短期的、不稳定的FDI对我国出口贸易产生有限的影响，从而脱离预期的效果。

2.加强外商投资对我国产业结构升级的促进作用。首先，对外商投资的增量部分进行严格的产业导向调控。这就要求我国根据行业特点和技术结构因素，以产业结构升级为目标，制定合理的产业政策，引导外资主要投向。其次，对外商投资的存量部分进行结构调整。通过产品市场上的竞争激励战略，使外资企业在高水平压力下动态地转让先进的技术和管理经验。同时，利用先进的投资引资战略，吸引跨国公司在我国投资建立研究与开发基地，以达到新产品开发技术的外溢和扩散。