中国出口的影响因素分析
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中国出口的影响因素分析
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中国出口的影响因素分析
&运用基本的计量经济学研究方法，结合宏观经济学和国际经济学理论，对影响我国出口的多个因素进行分析后，发现滞后三期的外商直接投资的对数及汇率这两个宏观因素都对出口有显著的影响。文章根据分析结果，提出一些扩大出口的建议。
【关键词】
&&& 出口& 因素 外商直接投资&
&从1978年改革开放以来，中国的对外经济贸易迅速发展。1978年，我国的出口额仅为95.7亿元/美元，到2002年已经达到3255.7亿美元，从当期价格看增长了33倍，出口贸易总额以16.4％的年平均速度增长，超过了同期国民生产总值GDP的年平均增长率。1997年我国一跃成为世界十大出口贸易国之一。在此后几年内，我国出口贸易额占世界出口总额的比重和位次还在继续上升。但同时我们也应该看到，中国出口高增长的背后，还隐藏着许多深层次的矛盾和问题，在亚洲金融危机爆发之后，它们也暴露无遗。亚洲金融危机以后，受多种因素的影响，我国的出口增长率大幅回落，出口增长率由1997年的21％下降到1998年的1％，外贸出口一度陷入了徘徊不前的尴尬局面。而我国加入WTO也对我国的出口贸易格局产生巨大的冲击和影响，它使我国的出口在应对还未完全消除的亚洲金融危机带来的负面影响的同时，又面临着新的增长契机和挑战。因此，在这一特殊的经济背景下研究我国出口的影响因素，分析它们对我国出口不同的影响和作用，对促进我国外贸出口和我国国民经济的发展具有重要的现实意义和理论意义。
&本文将根据经济理论在对影响我国出口的因素分析基础上建立计量经济模型，不仅从定性上更注重从定量上深入分析我国的出口问题。进一步找出对出口影响重大的因素，从而得出一些建设性的意见和建议。
第一部分& 主要因素引入
&按新古典贸易理论,国际贸易的产生是由于国与国之间存在着外生的比较优势;按迪克西特―斯蒂格利茨(1977) 等人的规模报酬递增模型,国际贸易的产生是因为作为一个经济联合体的规模, 世界市场总是要比一个国家的经济规模大。国际间的分工与合作，以及资源的流动提高了资源利用率，进而加快了世界经济的发展。
实际利用外商直接投资
&一直以来我国都是人口大国，劳动力资源丰富，但资本却一直都匮乏。80年代中后期，我国提出并实施了沿海发展战略，大力引进外资，承接了周边发达国家、新兴工业化国家和地区的产业转移，劳动力密集型加工出口产业得以迅速扩张，增强了出口供给能力和出口产品的竞争力。自20世纪90年代以来,我国对外贸易尤其是出口贸易获得了迅速的发展。然而,从外贸增长的来源看,近年来我国对外贸易的迅速扩张主要是依靠外商投资企业来推动的。从1992年到2002年,我国外贸出口额增长的63.4%是依靠外商投资企业实现的。此外，外商在华将建立更多的出口加工型企业。入世后中国的出口商品可充分享受最惠国待遇和国民待遇，可获得大幅度减让关税及取消非关税壁垒的好处，从而获得了更加广阔的贸易发展空间，将带动国内加工工业的更快发展，而这对扩大利用外资特别有利。外商会利用中国的区位和劳动力等优势，在中国投资设厂和建立加工基地，组建营销网络，把在中国的企业作为跨国公司全球生产与销售网络中的重要一环，作为其价值增值链的一部分。据预测，外商投资企业对中国有形商品出口的贡献率将从1999年的45.47％提高到2010年的60％以上。同时，外资对中国服务出口也将发挥重要的推动作用。因此，在建立模型的时候我们将这一对我国出口产生重大影响的因素引入进来。
&&& 在国与国的贸易过程中，价格的影响是肯定的。当一国商品的价格低于另一个国家时，它的产品就具有了优势。在产品交易中，汇率因此也就扮演了一个不可或缺的角色。改革开放后，我国改变了以往人民币汇率几十年不变的做法，根据通货膨胀率、出口换汇成本和国际收支平衡情况，人民币的官方汇率不断下调，汇率杠杆开始对进出口产生一定的调节作用。从理论上看，汇率贬值与出口增长有正向变动关系，即汇率越低如从1美元=8.28元人民币下降到1美元=9元人民币时,出口会增加.因为这意味着从外国人的角度中国货显得便宜了对于中国货物的需求将会增加，因而中国出口将会增长.这是很明显的从价格上增加了我国商品的优势.因此,汇率成为影响出口的又一重要因素.同时由于目前美元是使用最广泛的世界货币,我们采用了人民币对美元直接标价法下的汇率.
三．虚拟变量
&&& 考虑到出口不仅受到汇率等可量化的经济指标，而且同时受到政策因素以及制度的影响，有时这些的影响甚至是起决定性作用的。我们采取用虚拟变量的做法，将这些因素量化。
&1978年底召开了十一届三中全会，但其真正引起中国翻天覆地的变化是直到1984年，此前的一段时间，计划经济还是较为严重的影响着大家的生活。1984年后，我国走上了带计划性质的商品经济时期，经济很快有了起色。1993年底，十四大召开。从1994年，中国开始了有社会主义特色的市场经济时代，制定了新的经济政策，因此中国的经济发展大致分为三个阶段。
四．国内生产总值
&&& 新古典经济学家得出口导向经济理论认为现实经济系统存着由出口到经济增长的因果关系，其理由如下：1、出口贸易可以使各国按比较利益分工，实现资源在国际间的有效配置，从而增加产出。 2、出口贸易可是本国的闲置资源得以利用，从而使产出增加。……但另一方面，也有部分经济学家认为，存在着由经济增长到出口的因果关系。因为生产率越高，越能降低生产成本，进而促进出口。技术创新可以提高生产率，进而实现经济增长，从而增强出口品的国际竞争力。如果国内生产比国内需求增长得快，则厂商必然会向国外出售其产品。
&&& 在建模初期，经过一系列计量方法处理，我们发现GDP与出口之间存在互为因果的关系。且在分析中，发现无论是原始GDP与出口额，还是取了对数以后的GDP与出口额之间，均无法协整。于是不将GDP纳入模型。
第二部分& 计量建模
&从众多国际经济学理论,以及现实生活经验,我们知道影响一国出口的因素是众多的,我们可以建立以下数学关系式来表示:
&出口=F(汇率利用外资本国国内生产总值GDP;本国通货膨胀率一国开放程度open------)
&但在现实的建模过程中,我们综合考虑因素的影响程度,以及模型的利用价值,选择了四个主要变量：人民币对美元汇率exchange、实际利用外商直接投资FDI、虚拟变量D1＝1―― ≥1984年，0――其它、D2 =1――≥1994年，0――其它。
年份&& 出口& (亿美元)&真实出口&美国物价& 78年=100&我国物价78年=100&汇率&名义GDP&真实GDP&FDI&真实FDI
1978年&95.7&95.70 &100&100&1.5&5.6&3.54&3.54
1979年&136.6&122.78 &111.26&102&1.55&9.626&3.54&3.18
1980年&182.7&144.63 &126.32&108.1&1.5&2.496&3.54&2.80
1981年&220.1&157.82 &139.46&110.7&1.71&2.438&3.54&2.54
1982年&223.2&150.70 &148.11&112.8&1.89&9.054&3.54&2.39
1983年&222.3&145.44 &152.85&114.5&1.98&1.866&9.2&6.02
1984年&261.4&163.97 &159.42&117.7&2.33&9.52&14.2&8.91
1985年&273.5&165.60 &165.16&128.1&2.94&5.202&19.6&11.87
1986年&309.4&184.16 &168.01&135.8&3.45&1.76&22.4&13.33
1987年&394.4&226.59 &174.06&145.7&3.72&7.921&23.1&13.27
1988年&475.2&261.76 &181.54&172.7&3.72&9.799&31.9&17.57
1989年&525.4&275.63 &190.62&203.4&3.77&1.993&33.9&17.78
1990年&620.9&307.00 &202.25&207.7&4.78&56.98&34.9&17.26
1991年&719.1&344.86 &208.52&213.7&5.32&90.83&43.7&20.96
1992年&849.4&395.47 &214.78&225.2&5.51&70.08&110.1&51.26
1993年&917.4&414.70 &221.22&254.9&5.76&79.13&275.2&124.40
1994年&.15 &226.97&310.2&8.62&.96&337.7&148.79
1995年&.64 &233.33&356.1&8.35&01.8&375.2&160.80
1996年&.14 &240.09&377.8&8.31&18.07&417.3&173.81
1997年&.23 &245.61&380.8&8.29&52.36&452.6&184.28
1998年&.19 &249.54&370.9&8.28&21.76&454.6&182.18
1999年&.34 &255.03&359.8&8.28&65.91&403.2&158.10
2000年& &273.69&354.4&8.28&.17&407.2&148.78
2001年& &281.98&351.6&8.28&82.76&468.8&166.25
2002年&7.84 &286.13&347&8.28&&.4&184.32
&上述经济变量的数据来自于中国统计年鉴（），世界统计年鉴（），中国统计局网站。样本数据为年，以1978年为基期，用美国消费物价指数分别对EX，FDI进行平减，获得了这些变量的真实值。
&一. GRANGER因果关系检验，取α＝0.05
滞后长度m=n&Granger因果性&F值&P值&结论
3&FDI→EXPORT
EXPORT→FDI& 4.91639
0.10821&有因果关系
无因果关系
2&exchang→export
export→exchang&3.93427
0.52696&有因果关系
无因果关系
& 考虑到投资与产出之间的时间不一致，在模型中运用滞后三期的实际外商直接投资。同时，汇率的影响也有一个时滞，原因是当一国汇率下降时，当期的生产并不能很快的进行调整。因为当厂商看到这期商品有利可图时，极大可能预测下期的也是这样，从而加大投入。并且根据因果检验的结果，在进行大量尝试后，我们建立如下模型：
EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2EXCHANGEt－2＋β3D1 +β4 D2 ＋μt
二．平稳性检验
1．EXPORT的ADF检验
ADF Test Statistic&-1.%& Critical Value*&-4.4691
&&5%&& Critical Value&-3.6454
&&10% Critical Value&-3.2602
单位根的τ检验结果为：τ＝-1.919734，我们不能拒绝H0：γ＝1，表明出口的对数序列可能是非平稳序列。
2． FDI的ADF检验
ADF Test Statistic&-1.%& Critical Value*&-4.5348
&&5%&& Critical Value&-3.6746
&&10% Critical Value&-3.2762
单位根的τ检验结果为：τ＝-1.891427，我们不能拒绝H0：γ＝1，表明外商直接投资的对数序列可能是非平稳序列。
EXCHANGE的ADF检验
ADF Test Statistic&-2.%& Critical Value*&-4.4691
&&5%&& Critical Value&-3.6454
&&10% Critical Value&-3.2602
单位根的τ检验结果为：τ＝-2.544701，我们不能拒绝H0：γ＝1，表明外商直接投资的对数序列可能是非平稳序列。
三．协整分析
由于所研究的单个变量都是非平稳序列，在此基础上做的回归将是伪回归,于是我们分别对变量进行两两协整。即两两回归后,对其残差进行单位根检验,经四步十二点法均通过，表明它们两两之间存在一个长期稳定的关系。具体结果是:
出口　FDI& &协整　Ｉ（１）
出口　汇率　协整　Ｉ（２）
FDI 　汇率& 协整　Ｉ（２）
同时，对长期模型进行回归，得其残差项在水平状态下就已经平稳。从而保证了出口、汇率、外商直接投资之间具有长期稳定关系，在以后作出的回归是真实的，能够反映出真实的经济关系。
四．误差校正
&经过协整分析，发现各变量间存在长期稳定关系，而这种长期稳定关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。就短期而言，各变量可能是不协整的，但一个时期中不均衡的部分（均衡误差）将在下一期中得到校正。
第三部分& 参数估计及模型检验
EXt=β0＋β1FDIt-3 +β2 EXCHANGEt－2 ＋β3D1＋β4 D2 ＋μt
进行回归的结果为：
&EXt=27.155＋1.705FDIt-3+49.140 EXCHANGEt－2－23.952D1 +87.177 D2
&&&&& (34.55)&&&& (0.46)&&&&&&&&&&&& (7.96)&&&&&&&&& (40.89)&&&&&&& (64.68)
&& T= (0.786)&&&&& (3.716)&&&&&&&&&&& (6.173)&&&&&&&&&& (-0.586)&&&&&&& (1.348)
&R^2=0.9681&&& R^2 =0.959&&&& F=113.69&&& DW=1.8405
Dependent Variable: EXPORT
Method: Least Squares
Date: 12/27/04&& Time: 21:00
Sample(adjusted):
Included observations: 20 after adjusting endpoints
Variable&Coefficient&Std. Error&t-Statistic&Prob.&
EXCHANGE_2&49.999&6..0000
FDI_3&1....0021
D1&-23.57&-0..5668
D2&87.93&1..1977
C&27.21&0..4441
R-squared&0.968069&&&& Mean dependent var&407.4455
Adjusted R-squared&0.959554&&&& S.D. dependent var&248.1414
S.E. of regression&49.90420&&&& Akaike info criterion&10.87041
Sum squared resid&37356.44&&&& Schwarz criterion&11.11934
Log likelihood&-103.7041&&&& F-statistic&113.6904
Durbin-Watson stat&1.840546&&&& Prob(F-statistic)&0.000000
& 一．多重共线性修正
从回归结果可以看出,D1、D2的t检验不显著，而模型的整体F检验效果好，说明可能存在多重共线性，下面进行修正。
对变量进行逐个回归
经分析在四个一元回归模型中，FDI滞后三期对出口的拟合效果最好，线性关系强即：
EXt=234.25＋3.832FDIt-3&&&&&&&&&&&&&
&(33.88)&&&& (0.36)&&&&&&&&&&&
&& T= (6.915)&&&&& (10.524)&&&&&&&&&&&
&R^2=0.847045&&& R^2 =0.839398&&&&&& F=110.7577
逐步回归将其余解释变量逐一带入②式得到如下几个模型
EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2
&&&&& (33.24)&&&& (0.23)&&&&&&& (6.37)&&&&&&&&
&& T= (0.408)&&&&& (9.75)&&&&&& (7.49)&&&&&&&&&
&R^2=0.963&&& R^2 =0.959&& F=221.33& DW=1.778
EXt=139.73＋3.642FDIt-3＋122.63 D1
&&&&& (67.34)&&&& (0.37)&&&& (76.46)&&&&&&&&&
&& T= (2.076)&&&&& (9.844)&&& (1.604)&&&&&&&&&&
&R^2=0.86528&&& R^2 =0.851103&&&&&& F=61.018
EXt=223.01＋2.445FDIt-3＋231.59 D2
&&& (30.49)&&&& (0.64)&&&& (92.73)&&&&&&&&&
&& T= (7.314)&&& (3.803)&&& (2.497)&&&&&&&&&&
&R^2=0.88484&& R^2 =0.87272&&&&& F=72.996
&从回归结果看,加入汇率的滞后两期后模型的拟合优度显著提高, 而加入D1,D2后效果不明显,且D1的t值不显著.因此以出口,FDI, 汇率的滞后两期为基础再进行回归
EXt=20.57＋2.24FDIt-3+51.17 EXCHANGEt-2－30.32 D1
&&&&& (35.06)&&&& (0.24)&&&&&& (8.01)&&&&&&&&& (41.64)&&&&&&&&
&& T= (0.59)&&&&& (9.295)&&&&&& (6.38)&&&&&&&&& (-0.73)&&&&&&&
&R^2=0.964&&& R^2 =0.957&&&&& F=143.65&& DW=1.89
EXt=22.01＋1.70FDIt-3+46.35 EXCHANGEt-2+91.55 D2
&&& (32.71)&&&& (0.45)&&&&&&&&& (6.24)&&&&&&&&&&&& (62.91)&&&&&&&&
&& T= (0.672)&&& (3.79)&&&&&&&&& (7.42)&&&&&&&&&&&&& (1.46)&&&&&&&
&R^2=0.967&& R^2 =0.961&&&&&& F=157.96&& DW=1.755
加入D1, D2后可决系数无太大提高.而且其统计量T值越来越小.说明D1,D2对EXPORT的影响不显著，故将D1, D2剔除。得到无多重共线性的方程.
EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2
&&&&& (33.24)&&&& (0.23)&&&&&&& (6.37)&&&&&&&&
&& T= (0.408)&&&&& (9.75)&&&&&& (7.49)&&&&&&&&&
&R^2=0.963&&& R^2 =0.959&& F=221.33& DW=1.778
二．异方差检验
ARCH Test:
F-statistic&1.019968&&&& Probability&0.415584
Obs*R-squared&3.239020&&&& Probability&0.356221
&对残差序列进行ARCH检验，检验有无异方差，过程阶数P＝3
&假设H0：α1＝α2＝α3＝0
&得Obs*R^2=3.2390 ,查卡方分布表，给定的α＝0.05，自由度为P＝3，得临界值为7.815，接受原假设，无异方差。说明模型中的解释变量包含了充分的信息，不存在变量的遗漏和样本数据的观测误差。
三.自相关检验
&从以上的检验中可以看出，DW统计量接近于2，经查表在样本容量为22，解释变量个数为2，显著性水平为0.05的情况下，DL=1.147,DU=1.541 。现在DW=1.778落在了无自相关的区域。说明模型的设定在充分考虑了经济行为的滞后性、通过物价指数最大可能的消除随机偶然因素的影响后，其设定偏误已经很小。对经济现象的解释已经基本上满足了最小二乘的古典假定。
&得到最后模型:
EXt=13.55＋2.27FDIt-3+47.71 EXCHANGEt-2
&&& (33.24)&&&& (0.23)&&&&&&&&&& (6.37)&&&&&&&&
&T= (0.408)&&&&& (9.75)&&&&&&&&&& (7.49)&&&&&&&&&
&R^2=0.963&&& R^2 =0.959&& F=221.33& DW=1.778
&第四部分：结构分析及政策建议
&& 从模型得到的回归方程可以看出，外商直接投资对于出口的影响并不是在投资当期就可以明显的表现出来的，它要经过一个较为长期的经济运作过程才能够体现出他对出口的促进效应。三年前的外商在华直接投资每增加一亿美元中国当年的出口额就增加2.27亿美元，之所以相对较小的投资额能够产生较大的出口额，是因为外商在中国的投资主要是资金，而出口商品中不仅包含了资本这一要素，还包含了人力资源，自然资源等多种本土要素。而且从宏观经济学的角度，投资还存在乘数效应，当投资数额为一个单位时对于本国经济增长的拉动将是几个单位,而本国经济的增长又必然会促进我国对外出口。外商直接投资还有其他传统意义上的优点。比如, 通过吸引外商直接投资, 在引进资金的同时还可以引进先进的生产技术和管理经验, 有助于引资国生产技术水平的提高和产业结构的调整和升级。相对来讲, 应该尽量减少对外借款, 其不仅对我国的对外贸易没有贡献, 而且借款必然涉及到归还, 对借款管理不当还会带来风险。因此, 我国要把引资的重点放在引进外商直接投资上。
&& 方程中汇率的变动对于出口的影响特别大，当汇率前两年的汇率每变动一个单位对于出口的影响将是47.71亿美元，如：汇率从1美元兑换8元人民币变动至1美元兑换9元人民币，我国的出口额将会增加47.71亿美元。从国际经济学的一般观点来看，汇率变动之所以能起到调节出口额的作用是因为它改变了一国出口商品的相对价格。同时汇率的调节作用存在时滞，据西方经济学家的分析，一国货币贬值后，由于进出口商品相对价格的变动与贸易量增减之间存在认识时滞，决策时滞，送货时滞，取货时滞和生产时滞，因此贬值不会立即导致贬值国贸易差额的改善。
&由此我们提出了以下的建议：
&首先，继续引进外资，从质和量两个方面优化外资流入的方位与行业。外资的目的主要是降低成本，短期行为十分严重，而我国开始对引进外资进行产业政策导向的时间又相对较晚。针对目前利用外资地区分布不均、技术档次较低等问题，应重点培育吸引外资的新增长点，通过鼓励外资在新的产业领域投资来实现产业结构的调整。
&其次，我国还应该提高政策透明度，这是国际资本流入的重要参考因素。某些政策调整或政策不到位，制约了外资进入的积极性，所以要简化外资企业的进出口、结售汇环节手续；要优化外资经营的软环境等。
&第三，鼓励企业进行技术改造，提高产品质量，创造中国名牌产品。从长远的角度来看，中国必须有自己的本土性的出口主导产品，这样才能保持出口的长期增长势头，优化出口商品的结构，不仅出口为他国加工的产品，同时发展自己的优势产业从而减弱经济发展对外资的依赖性。
&第四，转变引资观念, 促进我国企业的对外直接投资传统上的利用外资是把外国的资金和技术引入我国, 然后加以利用。但实际上, 开展我国对外直接投资同样可以达到利用外资的效果。比如, 我国可以在技术先进的国家进行直接投资, 并力图使之成为获取该国研究与开发成果的手段, 使子公司成为引进当地先进的技术、生产工艺以及产品设计的海外基地, 以为本企业提供适用的先进技术和管理知识, 并为其分布在世界各地的子公司所共享。并且, 我们的公司可以采取在当地上市获得资金, 或者在当地贷款等方法利用直接外资。我国企业的对外直接投资还处于起步阶段。因此, 政府应该积极引导, 加大境外直接投资对企业发展的重要性的宣传力度; 转变职能, 变过去的国家对境外投资企业的领导管理为企业的境外投资提供方便快捷的服务; 设法给予境外投资企业一定程度的优惠, 并积极同有关国家签订投资保护协定,设立境外直接投资信用担保公司, 提高我国境外直接投资的融资率等, 进而为我国企业“走出去”创造良好的投资环境, 使我国利用外资进入到一个新的层次。
&第五，因为汇率的轻微变动对于出口的影响都是巨大的，所以对汇率的调节应该保持谨慎。70年代以后，随着新贸易保护主义的发展，非关税壁垒成为贸易保护的主要形式。这种非关税壁垒直接影响着出口商品的数量，致使由汇率变动而引起的价格竞争优势的变化对这些商品的调节作用降低。因此政府的在调节汇率的同时应谨慎使用其他非关税政策。
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FDI对中国出口贸易影响的区域差异实证分析
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　　[摘要]运用1985年～2009年的省级面板数据分析了外商直接投资对中国出口贸易地区差异的影响。结果表明，外商直接投资对中国出口存在着明显的促进作用，并且对东部地区的出口促进作用远远大于对中国中部和西部地区的出口促进作用。 中国论文网 /3/view-1394339.htm　　[关键词]外商直接投资；出口贸易；地区差异 　　[中图分类号] F830.59；F752.62 ［文献标识码］ Ａ [文章编号] （5-06 　　 　　一、中国FDI与出口贸易的现状分析 　　在经济全球化的背景下，FDI及其载体跨国公司在世界经济舞台上扮]着越来越重要的角色，FDI与国际贸易和国际技术转让共同成为推动经济全球化的主要力量。20世纪90年代以来，中国实际利用外商直接投资呈现几何级数增长，从1991年的43.66亿美元上升到1992年的110.07亿美元，增长率高达152.11%；1993年的外商直接投资为275.15亿美元，增长率高达149.98%；1995年达到375.21亿美元，1998年达到454.63美元。2002年FDI突破500亿美元，达到527.43亿美元；2004年FDI突破600亿美元，达到606.3亿美元；2005年FDI小幅下降，为603.25亿美元；2006年～2008年，FDI呈现高速上升的趋势，平均增长率为15.45%。2009年1月～12月，全国新批设立外商投资企业23,435家，同比下降14.83%；实际使用外资金额900.33亿美元，同比下降2.6%。2010年全年我国非金融领域新批设立外商投资企业27,406家，同比增长16.9%；实际使用外资金额1,057.4亿美元，同比增长17.4%，首次突破1,000亿美元，创历史最高水平，同时扭转了2009年下降2.6%的局面（见图1）。 　　从改革开放之后，中国不断扩大对外开放领域，提高对外开放水平，促进了对外贸易快速增长。特别是2001年加入世贸组织以来，中国积极参与经济全球化进程，抓住国际产业转移的历史性机遇，对外贸易赢得了历史上最好也是最快的发展时期。2008年中国的贸易进出口总值从1978年的206亿美元猛增到25,616亿美元，31年增长了123倍，1978年～2008年年均增长为18.1%。2001年进出口总值为5,097亿美元，2004年首次突破1万亿美元大关，2007年再破2万亿美元大关，2008年达到25,616亿美元，比2001年增长了4倍多。2002年～2008年，中国进出口贸易总值以年均25.9%的速度增长。由于金融危机的影响，2009年中国进出口总额全年下降，全年进出口总额22,073亿美元，比2008年下降13.9%；出口总额为12,017亿美元，下降16%；进口总额为10,056亿美元，下降11.2%。随着国内外经济环境持续改善及政府“稳出口、扩进口”政策效应的继续显现，中国对外贸易已经恢复到金融危机以前的水平，2010年前11个月进出口总值已经超过了历史上最好的万亿美元的水平。2010年全年外贸进出口总值29,727.6亿美元，比2009年增长34.7%；与2008年相比，进出口总额增长15.9%；其中，2010年12月份进出口规模刷新了上月刚刚创下的历史最高记录，达到2,952.2亿美元，首次超过2,900亿美元关口，我国外贸已由“恢复性增长”步入“实质性增长”阶段（见图2和图3）。 　　中国出口增长的一个显著特点是外商投资企业起着举足轻重的作用，中国是目前吸引FDI的第一大国，也是世界出口贸易增长最快的国家之一，出口贸易的高速增长与外资的超高速流入有着密不可分的关系。FDI具有出口导向型特征，外商直接投资（FDI）的逐年递增，对中国出口贸易的发展和经济增长产生了重要的影响。1985年FDI企业出口额仅占全国总出口额的1.08%，1990年上升到12.58%，1996年为40.71%；从2000年之后，基本维持在50%以上的水平，2004年上升到57.7%，2009年为55.94%，2010年为54.65%（见图4和图5）。外商直接投资企业的出口增长已经成为中国出口增长的源泉，外商投资企业也已成为中国对外贸易中的重要的力量，大型跨国公司的出口更是中国出口增长和出口结构升级的主力军。 　　中国的外商直接投资和出口贸易到底具有多大的相关性呢？FDI对中国不同地区出口贸易的推动作用都是一样的吗？本文通过建立计量模型来研究FDI对中国出口贸易的总体影响及FDI对不同地区出口贸易的影响，以期为FDI与出口贸易导向政策的制定提供决策参考。 　　二、文献综述 　　自Mundell（1957）[1]提出贸易与投资替代模型以来，关于出口贸易与FDI的研究不断深入。国外相关研究大多集中在出口与外商直接投资的关系方面，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 & Svensson的互补理论，以及Bhagwati & Dinopoulos的补偿投资理论。总结起来他们认为外商直接投资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；二是间接效应，即外商直接投资通过对当地企业的影响促进其出口，FDI企业的出口会对东道国出口企业产生积极的外溢效应，从而带动东道国本土企业的出口（王博，2009）[2]。Sousa（2000）[3]指出FDI出口外溢效应的主要途径有：出口信息外溢效应，示范效应，竞争效应。其中出口外溢效应最直接的方式是东道国企业通过跨国公司海外子公司出口活动的信息外溢进行学习，因为跨国公司的海外子公司掌握了更多的国际市场供求信息。示范效应是指在与跨国公司子公司的前后向联系中本土企业必然会模仿跨国公司的技术、管理、销售网络，以提高自身的出口竞争力。竞争效应是指外资企业的进入会加剧东道国内部市场的竞争，这样必然会加剧FDI企业的“示范效应”，促进国内企业采取更有效，更先进的技术，从而增强自身的出口竞争力（Lee，2009[4]；Zwinkels & Beugelsdijk，2010[5]）。 　　国内研究FDI对我国出口影响的成果也很丰富，文献主要集中在FDI对我国出口数量、结构及其竞争力的影响方面；定量研究的大部分主要集中在用协整和误差修正技术来分析两者的关系。江小涓（2002）[6]认为外商直接投资企业对扩大中国出口规模和提升中国出口商品的结构做出了突出的贡献。戴金平、冯蕾（2003）[7]认为中国各地区外商直接投资促进当地出口增长的程度有很大差异。周靖祥（2009）[8]认为中国省区FDI与出口之间存在正相关关系，FDI流入形成内生出口贸易增长效应，出口贸易对FDI流入起示范效应。王博（2009）[2]认为外商直接投资不仅促进我国的出口扩张，而且提升和优化了我国的出口结构，不同来源国的FDI的出口绩效表现存在明显差异。文东伟、冼国明等（2009）[9]认为FDI提升中国的出口竞争力，特别是外资参与程度很高的行业，FDI对该行业出口竞争力的促进作用非常明显。孙纲（2010）[10]认为FDI对不同类型出口产品竞争力的影响有所不同，FDI削弱了初级产品的出口竞争力，对我国工业制成品出口竞争力的提升作用较大。
　　国内外丰富的研究文献为我们理解FDI与出口贸易的关系提供了有益的启示，关于FDI与出口贸易之间存在何种关系，已有文献并没有就两者间关系形成一个完全一致的结论。而且现有的大多数研究成果基于国家视角而得出，然而像中国这样一个幅员辽阔、区域经济发展存在极大差距的国家里，研究不同地区的FDI与出口贸易关系，对于促进各个地区经济发展，具有更加现实意义。 　　三、FDI对中国出口贸易影响的区域差异实证检验 　　（一）计量模型和变量说明 　　本文在Zhang & Song（2000）[11]模型的基础上，构建了如下计量模型： 　　ln exporti，t=α1+α2ln exporti， （t-1）+α3ln fdii， （t-1）+ 　　 α4ln pgdpi， （t-1）+α5lnDKi， （t-1）+ε 　　其中，i=1，2，3，…，28，代表中国的28个省市、自治区和直辖市（除了西藏、四川、重庆①）；t=，…，2009 　　各变量解释如下： 　　ln exporti，t：当年的出口值，以各省市每年按经营单位分的出口额计算。 　　ln exporti， （t-1）：上一年按经营单位分的出口额，引进这个变量主要是考虑到上一期的出口额会对下一期的出口产生较大的影响。 　　ln fdii， （t-1）：上一年的外商直接投资，主要是考虑到FDI对出口的滞后效应。外商直接投资所带来的生产设施的改进，新的技术应用等总需要一定的时间，因此外商直接投资对出口的影响总存在滞后效应。 　　ln pgdpi， （t-1）：上一年的人均国内生产总值，以表示各地区的经济增长速度。引进这个变量，主要是为了考察各地区的经济增长速度对出口贸易产生的影响，从理论上讲，经济增长速度越快，对FDI的吸引力越大，进而使得FDI对出口的贡献也越大。 　　lnDKi， （t-1）：上一年国内资本总额。本文以各地区每年按支出法统计的国内生产总值中的国内资本形成总额计算。这主要是为了考察国内资本会对出口产生什么样的影响，以往的研究发现，国内资本也是影响出口表现的一个重要因素。 　　此外，人民币汇率变动也对出口贸易产生影响，根据马歇尔――勒纳条件②，人民币汇率贬值能够提高出口额。通过计算发现，引进人民币汇率变量会产生多重共线性的现象，原因可能是因为人民币汇率变化会对外商直接投资和出口贸易同时产生影响，因此，本文把人民币汇率和其他影响出口表现的因素一样，合并到误差项中去。 　　利用1985年～2009年的省级面板数据，数据均来自各期的《中国统计年鉴》、《中国对外贸易统计年鉴》和北京大学CCER经济金融数据库。本文采用Arellano & Bond（1995）[12]以及Blundell & Bond（1998）[13]提出的系统GMM（SYS-GMM）估计方法，Hansen & Singleton（1982）[14]也建议使用GMM方法对带有预期变量的动态优化模型进行估计，系统GMM首先通过一阶差分解决了变量不稳定性问题，然后通过工具变量解决了内生性问题，最后通过引入滞后因变量解决了序列相关问题（祝伟大，2010）[15]。 　　（二）FDI对中国出口影响的总体分析 　　在表1中列出了对中国28个省市、自治区和直辖市相关经济变量进行总体实证检验的结果，回归结果表明： 　　第一，方程（1）单独考察滞后一期的外商直接投资对中国出口的影响，系数为0.527，在不考虑其他因素的条件下，滞后一期的外商直接投资每增加1%，出口额就会增加0.527%。这说明外商直接投资促进了中国的出口贸易，在中国出口额快速上升的过程中，外资企业发挥着不可替代的作用。 　　第二，方程（2）是在方程（1）的基础上考虑了上一期的出口额对本期出口的影响，可以看出，在只考虑外商直接投资与上一期的出口额时，上一期的出口增加1%，当期出口额就会增加0.503%。即上一期的出口对本期出口有着显著的影响，说明了本期出口与上一期出口之间有很强的关联性，它是在上一年出口的基础上实现的。 　　第三，方程（3）是在方程（2）的基础上增加了人均GDP的回归分析，可以看出，经济快速增长对各地区的出口贸易表现有着显著的促进作用，即经济增长越快，出口额增加的越快。 　　第四，方程（4）是综合考虑了各个因素后的回归分析，可以看出，滞后一期的外商直接投资每增加1%，就会拉动出口增加0.311%，即外商直接投资对中国出口有着显著的促进作用；上一期出口增加1%，本期出口就会增加0.420%；滞后一期的人均GDP增加1%，出口就会增加0.194%；滞后一期国内资本形成总额增加1%，出口就会增加0.253%，说明除了外商直接投资以外，国内资本的增长也同样促进了中国的出口 　　贸易。 　　 　　（三）FDI对出口贸易影响的区域差异分析 　　在中国外商直接投资量和出口双双呈现出“东高西低”的特征。FDI流入我国的地区分布极不平衡，主要集中在东部地区，因为中国的东部沿海地区因便利的交通条件和优惠的对外开放政策而吸引了大量的FDI，东部地区FDI占全国比重在85%以上，2009年占全国的比重高达86.2%，2010年为85%；外资流入最多的广东省占东部11省的20%～30%左右。与此同时，中、西部地区FDI占全国的比重基本低于15%。由于中部地区投资环境的改善，FDI从1991年至2004年呈逐年上升趋势，2005年后有所波动，2008年占全国比重为8.05%，2009年为5.9%，2010年为6.5%。西部地区从2001年后维持在3%左右，2008年提高幅度较大，达到7.16%；2009年为7.9%；2010年上升为8.5%（见图6）。在出口方面，外商直接投资在东部地区的出口总额中所占的比重逐年上升，近年来已经超过50%，东部地区FDI对当地出口贸易的贡献已经超过内资企业，成为了出口贸易的主导力量。在中西部地区，虽然FDI和出口所占的比重近年来有所上升，但其比重仍然很小，一直低于20%的水平，在出口贸易方面东部地区的外资企业贡献远远高于中西部地区（严兵，2006）[16]。由此发现，外资在地域格局上出现的“东高西低”梯度分布特征并未改变，侧面反映了对外开放从沿海向内地的推进过程，以及FDI带来经济发展的区域差异性（张鹏，2010）[17]。 　　在表2中列出采用Panel data模型对中国东部、中部和西部的实证检验结果，可以得出如下的结论： 　　第一，只考虑外商直接投资一个变量对出口的影响时，东部、中部、西部的回归系数分别为0.622、0.364、0.302，即东部地区的外商直接投资增加1%，出口就会增加0.622%，而在中部和西部，外商直接投资增加1%，出口分别增加0.364%和0.302%。这说明外商直接投资对东部地区出口的促进效应远远大于对中部和西部地区出口的促进效应。 　　第二，综合考虑各个变量对出口的影响时，滞后一期外商直接投资的回归系数在东部、中部和西部分别是0.358、0.216、0.193。即在综合考虑各个因素时，东部的外商直接投资增长1%，出口就会增加0.358%；远远高于中部和西部的0.216%和0.193%。同样也说明外商直接投资对出口的促进作用存在着明显的区域差异效应。 　　第三，西部地区lnpgdpi，（t-1）和lnDKi，（t-1）的系数为负值，说明西部地区经济的增长和国内资本投资与出口贸易的增长是负相关；即随着西部地区内资企业的增加，反而对本地区的出口贸易产生负向的作用，进一步说明西部地区FDI企业出口与内资企业出口竞争力是负相关的。原因可能在于外商直接投资对西部地区加工贸易的影响较大，而对一般贸易有抑制作用。所以说，由于加工贸易两头在外的性质，FDI虽然在表面上改善了西部地区的出口贸易结构，但其实质优化作用是有限的。
　　 四、结论及启示 　　作为拉动中国经济增长的“三驾马车”之一，我国的出口贸易近年来获得了长足的进步，与出口贸易的迅猛增长相伴，同期流入我国FDI也呈现出快速增长的态势。本文利用1985年到2009年的面板数据研究了外商直接投资对中国出口影响的区域差异性，通过实证分析结果，可以得出如下的结论： 　　第一，外商直接投资对中国出口有着明显的促进作用，外商直接投资对中国出口的贡献，一方面是通过进入出口导向型的企业，直接扩大中国出口产业的规模，强化中国出口产业的国际竞争力；另一方面，外国投资企业通过产业链的作用，对其上游、下游产业产生连锁效应，带动了中国出口竞争力的提高和出口量的增长，这种出口导向的FDI对扩大中国出口规模、优化出口结构、促进产业结构升级和增强国际竞争力发挥了积极的作用。 　　第二，外商直接投资对出口促进作用有着明显的地域效应，对东部地区出口的促进作用远远的大于中部和西部。根本原因在于中国东部地区的经济增长速度远远大于中部地区和西部地区，因此吸引更多的外资企业，从而增加了本地区的出口。 　　第三，西部地区FDI企业出口与内资企业出口竞争力负相关，FDI对国内资本产生“挤出效应”；原因在于西部地区FDI企业一般贸易出口产生的负溢出效应超过了FDI企业加工贸易出口产生的正溢出效应，导致西部地区FDI企业出口降低了内资企业出口竞争力。 　　针对上述结论，本文可引申以下政策建议： 　　第一，中国的中部和西部应加快本地区的经济增长速度，加大引进外商直接投资的力度，以更好的发挥FDI对出口的促进作用。特别是对于西部地区来说，应继续贯彻中央的新一轮西部大开发战略，改善软、硬环境，大力促进外商对西部地区的投资。从国内各不同区域的资源禀赋和区位优势来看，利用外商直接投资的方式需要做适当调整，东部地区应以利用外商直接投资开展一般贸易方式的高新技术产品制造业和服务业为主（李国荣，2006）[18]，而中西部地区则要以利用加工贸易方式的劳动力密集型产品制造业为主，这样不仅有利于不同地区发挥自身比较优势，实现区域经济协调发展，而且也避免了地区间在利用外商直接投资上的恶性竞争。 　　第二，引导外商直接投资企业进入高技术附加值产业。长期以来，我国一直强调外商直接投资的引入，而忽略了对进入我国的FDI企业的引导，导致FDI过多地进入低技术产业，甚至在某些领域与我国的民族资本产生过度竞争和恶性竞争，部分挤出了我国的民族资本的发展，严重影响了我国的产业结构升级。由于出口结构在很大程度上取决于FDI的产业结构，因此需要对FDI企业的出口贸易产品进行严格管制，严格限制FDI企业出口贸易中低技术附加值产品，鼓励企业出口高技术附加值产品。逐步提升中国高附加值产品的出口比例，从而迅速提升中国高附加值出口贸易产品在国际市场上的综合竞争力（苏振东，周玮庆，2009）[19]。 　　第三，虽然外商直接投资促进中国出口贸易的增长，然而FDI对于中国经济持续发展也带来负面效应，如东部、中部和西部的经济差距问题，产业结构低下问题，环境污染问题，地区收入差距问题等。在利用外资的过程中，处理好依赖FDI和自身经济发展之间的关系，从注重FDI的数量转变为注重FDI的质量，正确引导FDI流入合适的产业和区域，使FDI和中国经济发展相协调，只有这样，才能有效预防“中国式”荷兰病③的发生（王英，2010）[20]，也才能促进中国经济持续、快速、健康的发展，进而提升中国经济增长的质量。 　　[注释] 　　① 西藏外商直接投资的引进量很少，绝大多数的年份都没有引进，因此本文不做分析；重庆和四川放在一起不合理，而如果分开，又无法获得连续的数据，因此本文对重庆和四川也不做分析。 　　② 马歇尔――勒纳条件是指一国的进出口需求弹性之和大于1。按照国际收支弹性论，本国货币贬值，在国内外产品价格不变的情况下，将会带来本国贸易条件的恶化，使本国产品在外国市场变得相对便宜，外国产品在本国市场变得相对昂贵，本国出口增加而进口减少。如果满足马歇尔――勒纳条件，本国货币贬值能够带来本国国际收支的改善。 　　③ “荷兰病”，它通常是指：原材料或自然资源类产品的大量出口导致本国汇率提高或本国货币升值，从而使劳动力密集型出口行业的国际竞争力减弱，不得不转向国内非贸易产品，同时原材料或资源类产品出口所带来的巨额财富也加大了国内的通货膨胀压力，最终出现自然资源的丰富反而拖累经济发展的 　　现象。 　　[参考文献] 　　[1] Mundell R A. International Trade and Factor Mobility[J]. The American Economic Review，）：321-335. 　　[2] 王 博. 外商直接投资对我国出口增长和出口结构的影响研究:[J]. 国际贸易问题. 2009（6）：91-95. 　　[3] Sousa N，Greenaway D，Wakelin K. Multinationals and Export Spill- 　　overs[M]. Univ.，Centre for Research on Globalisation and Labour Markets，2000. 　　[4] Lee J. Trade，FDI，and Productivity Convergence：A Dynamic Panel Data Approach in 25 Countries[J]. Japan and the World Economy,）：226-238. 　　[5] Zwinkels R C J，Beugelsdijk S. Gravity Equations：Workhorse or Trojan Horse in Explaining Trade and FDI Patterns across Time and Space?[J]. International Business Review，）：102-115. 　　[6] 江小涓. 中国出口增长与结构变化:外商投资企业的贡献[J]. 南开经济研究，2002（2）：30-34. 　　[7] 戴金平，冯 蕾. 外国直接投资与中国的出口竞争力 [J]. 南开经济研究，. 　　[8] 周靖祥. 中国FDI流入的“内生性”出口贸易增长效应研究[J]. 南方经济,2009（5）：45-57. 　　[9] 文东伟，冼国明，马 静. FDI、产业结构变迁与中国的出口竞争力[J]. 管理世界，2009（4）：96-107. 　　[10] 孙 纲. 外商直接投资与我国出口贸易关系的实证研究[J]. 国际商务（对外经济贸易大学学报），2010（2）：62-70. 　　[11] Zhang K H, Song S. Promoting Exports: the Role of Inward FDI in China[J]. China Economic Review，）：385-396. 　　[12] Arellano M，Bond S. Another Look at the Instrumental-variable Estimation of Error Components Models[J]. Journal of Econometrics，1995（68）：29-52.
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