外商直接投资与出口贸易关系——来自广东、上海的证据，本文主要内容关键词为：出口贸易论文,广东论文,上海论文,外商论文,直接投资论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
近年来，广东和上海地区作为我国经济发展的中心地区，引进外资和出口贸易发展十分迅速。并且其在国内引进外资和出口中占有很大份额，以2002年为例，广东地区利用外商直接投资和出口额分别为113.34、1190.92亿美元，分别占同期全国的21.5%和36.4%。上海地区利用外商直接投资和出口额分别为144.62、700.28亿美元，分别占全国同期27.42%和21.51%，可见这两个地区在引资和出口在全国的重要地位。但两个地区的引资战略却有显著的不同。在出口方面，广东地区是带动全国外商投资企业从外贸逆差转为外贸顺差的主力，并且广东的顺差持续超过全国的顺差总额。从生产方面看，广东外商投资企业的劳动生产率与全国平均水平相比大都低于0.9，而上海地区的同一指标大都高于1.3，而且两者的差距趋于扩大，意味着广东属于劳动密集型，上海地区属于资本密集型。因此，广东地区利用外商直接投资的方式是出门导向型、劳动密集型；上海地区利用外商直接投资的方式是进口替代、资本深化模式（卢荻，2003）。本文的目的就是要研究在不同的引资战略下，外商直接投资和出口贸易的关系。
一、计量分析
1.数据的选择与单位根检验
为了避免简单两变量可能存在的设定偏误，在因果检验和协整检验模型中加入GDP变量。
本文样本区间选择1980～2002年。GFDI、GEX、GGDP分别表示广东地区利用外商直接投资存量、出口贸易和国内生产总值的实际数额，SFDI、SEX、SGDP分别表示上海地区外商自接投资存量、出口额和国内生产总值的实际值。FDI、GDP和EX数据来自各年度《中国经济年鉴》，人民币与美元兑换平均汇率的中间价和生产资料价格指数来源于《中国统计年鉴》(2003)。由于目前中国没有权威的FDI存量数据，本文的FDI存量是根据1980～2002年广东和上海地区FDI的流入量，按照每年10%的折旧率折合累计得出。然后根据每年人民币与美元兑换平均汇率的中间价，把FDI存量和EX的名义值换算成以人民币表示的数值，再用生产资料价格指数把以人民币表示的FDI存量、EX和GDP换算成实际值。
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，由于篇幅有限，本文没有报告ADF检验结果。
2.协整检验
本文采用JJ协整方法来检验变量间的协整关系。在进行协整检验之前，必须首先确立VAR模型的结构，建立合理的VAR模型的前提是确立最优滞后期K。本文使用Neyman-Pearson(1928)提出的似然比(LR)统计量来确定K值。K=3是LnGFDI、LnSFDI的VAR模型的最优滞后期数。协整检验实际上是对无约束VAR模型进行协整约束以后得到的VAR模型，该VAR模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，无约束VAR模型的最优滞后期为3，因此协整检验滞后期数确定为2。
通过Johansen建议的极大似然比检验发现，截距项应无约束的出现在协整方程中。协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始，然后按照协整关系数量从小到大逐步检验。
表1序列协整迹检验和最大特征根检验
LnGFDI、LnGEX与LnGGDP
Ln SFDI、LnSEX与InSGDP
原假设
特征根 迹统计量5%临界值
特征根迹统计量5%临界值
r=0 0.754
30.95
29.68 0.811 32.59
29.68
r≤1 0.367
8.5115.41 0.295 5.9015.41
r≤2 0.072
1.203.76
0.020 0.323.76
r为秩即协整关系个数，原假设是秩为r，备择假设是秩为r+1。在5%的显著水平下，LnGFDI的协整检验结果显示：零个协整方程原假设对应的迹统计量大于临界值，拒绝原假设，即认为序列之间至少存在一个协整方程。最多一个协整方程的原假设对应的迹统计量小于临界值，接受原假设，即认为序列之间最多有一个协整方程。因此，LnGFDI、LnGEX与LnGGDP只有一个协整方程，说明它们之间存在长期稳定的均衡关系。同理，LnSF-DI、LnSEX与LnSGDP也只有一个协整方程，存在长期均衡关系。根据协整检验，得到LnGFDI、LnSFDI的协整方程如(1)和(2)式所示：
EC=LnGFDI-1.63LnGEX+1.46LnGGDP+2.21 (1)
(0.145)(0.313)
EC=LnSFDI+5.554LnSEX-4.253LnSGDP-6.764(2)
(0.601)(1.597)
(1)和(2)式中，EC为误差修正项，括号内数据为对应系数的标准差。
协整方程的结果显示，在广东地区，FDI存量与出口有正相关关系，而上海地区，FDI存量与出口有负相关关系。但正相关关系不等于互补关系，负相关关系也不就是替代关系。互补关系和替代关系还包括变量间的因果关系。
3.变量的因果关系检验
协整检验和误差修正模型都不能反映变量间的因果关系，本文使用3变量Granger因果检验来判别变量因果关系的方向。为了避免样本较小而造成检验结果不稳定，各序列因果检验采用一阶差分形式。
表2
Granger因果检验结果
H[,0]：ΔLnGFDI不是ΔLnGEX的因 H[,0]：ΔLnGEX不是ΔLnGFDI的因
滞后期F统计量 P值
滞后期F统计量 P值
3 3.196 0.043
32.049 0.146
4 4.897 0.018
47.199 0.004
5 21.259 0.000
58.030 0.001
H[,0]：ΔLnSFDI不是ΔLnSEX的因H[,0]：ΔLnSEX不是ΔLnSFDI的因
滞后期F统计量 P值
滞后期F统计量 P值
3 4.084 0.017
3 1.774 0.201
4 5.469 0.012
4 1.696 0.251
5 5.178 0.029
5 0.628 0.693
在广东地区，LnGFDI和LnGEX有双向因果关系。协整检验表明LnGFDI和LnGEX有正相关关系，因此，LnGFDI和LnGEX是互补关系。广东地区的外商投资企业主要是两头在外型的，原材料和零部件从国外进口，产成品出口国外，主要利用中国的廉价劳动力。所以，外商投资企业快速发展促进了出口量的增加，同时，出口增加引致了外商直接投资增加，这与广东地区的出口导向政策相吻合。
LnSFDI和LnSEX是单向因果关系，即LnSFDI是引起LnSEX变化的因。协整分析表明LnSFDI和LnSEX有负相关关系。因此，上海地区FDI对出口有替代作用，而出口对FDI没有替代作用。上海地区的引资战略是进口替代、资本深化。外商直接投资企业快速发展目的是生产进口替代产品，生产的产品用来满足国内市场，而非外销，同时有利于技术的快速进步。
二、结语
本文目的是要考察在不同的引资战略下，外商直接投资和出口贸易之间的关系。广东地区是出口导向加劳动密集型的引资模式，出口贸易和FDI表现互补关系。该模式不仅可以通过引进外资发展出口贸易，达到经济增长和出口创汇的目的，而且还是通过比较优势原则，起到扩大就业和优化资源配置效率的效果。不足之处是劳动的非技能化和技术进步缓慢，但对于解决我国现阶段就业压力有积极意义。上海地区是进口替代和资本深化的引资模式，FDI对出口贸易有替代关系。该模式通过引进外资加快了技术进步的步伐，但无助于我国利用比较优势，改进资源配置效率。并且，由于FDI对出口的替代，导致持续巨额贸易逆差，而这种持续意味着逆差可能结构性而非过渡性的，因此进口替代和资本深化的引资模式有可持续发展问题。