FDI对我国对外贸易影响总体效应与时空差异——基于中国省际面板数据的实证

ＦＤＩ对我国对外贸易影响总体效应与时空差异

杨希吕德宏

（西北农林科技大学经济管理学院陕西杨凌７１２１００）

摘要：本文基于时间和空间的视角，采用１９８７年至２００９年中国３０个省市的面板数据，通过固定效应

模型分区域、分时期研究ＦＤＩ对我国东、中、西三大区域对外贸易的影响。结果显示：ＦＤＩ对我国对外贸易影

响具有显著的时间效应和地域空间差异，并且ＦＤＩ对贸易影响随时间变化产生的区域转移效应也十分明显。

关键词：ＦＤ对外贸易总体效应时空差异

作者简介：

杨希（１９８７－），女，湖北鄂州人，西北农林科技大学经济管理学院硕士研究生

吕德宏（１９６９－），男，陕西永寿人，西北农林科技大学经济管理学院教授

一、文献综述

（一）国外文献关于ＦＤＩ与国际贸易国外学者主要讨论两方面：一是ＦＤＩ与国际贸易之间的因果关系。Ｍｕｃｈｉｅｌｌｉ和Ｃｈｅｄｏｒ（１９９９）、Ｇｒａｈａｍ（２０００）等分析得出ＦＤＩ对东道国出口具有显著的带动作用。而Ｚｈａｎｇ和Ｆｅｌｍｉｎｇｈａｍ（２００１）的研究结论是出口规模的扩张能吸引ＦＤＩ

的流入。

二是ＦＤＩ与国际贸易之间是替代效应还是互补效应。替代关系理论认为贸易障碍在一定条件下会导致资本的国际流动，即表现为投资对贸易的替代，同时国际资本流动的障碍也会产生国际贸易。Ｂｅｌｄｅｒｂｏｓ和Ｓｌｅｕｗａｅｇｅｎ（１９９８）、Ｂｌｏｎｉｇｅｎ（２０００）等学者研究证实了此观点。互补关系理论认为ＦＤＩ可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会，使贸易在更大的规模上进行，即表现为投资与贸易的互补。Ｇｏｌｄｂｅｒｇ和

Ｋｌｅｉｎ（１９９９）

、ＭａｒｉａｍＣａｍａｒｅｒｏ（２００４）等研究结果表明贸易与ＦＤＩ之间存在互补关系。（二）国内文献国内学者蔡小勇、余子鹏（２００５）利用２００３年中国３０个省份的出口总值、机电产品出口总值及当年实际利用ＦＤＩ值，分析了ＦＤＩ对中国出口及地区差异影响，结果表明ＦＤＩ对西部落后地区出口的带动作用最大，对中部地区出口的带动作用最小。王少平等

（２００６）利用１９９２年至２００３年我国三大地区省份的面板数据考察ＦＤＩ对不同地区进出口贸易的动态效应。

结果表明东部地区ＦＤＩ对出口有显著的创造效应和较强的替代效应，而对中、西部地区其创造效应不显著并且替代效应相对较弱。梁瑞（２００８）研究发现我国ＦＤＩ对出口贸易的

促进作用在东部和西部地区较为显著，但ＦＤＩ对东部地区出口贸易的促进作用最大，西部次之。

国内外相关研究主要集中在ＦＤＩ对两国贸易流量的影响方面，即替代性和互补性问题。国内学者的研究大部分结果表明ＦＤＩ对我国进出口贸易增长的贡献越来越大，但这些研究没有充分考虑到我国各区域由于自然和经济条件不同而导致ＦＤＩ的贸易效应可能具有显著差异，在更深层次上分析ＦＤＩ对我国区域贸易失衡状况、转移效应等方面问题。基于此，本文利用１９８７年至２００９年中国３０个省市的面板数据对ＦＤＩ对我国区域对外贸易的阶段性影响进行实证，从而对我国ＦＤＩ的贸易总体效应进行全面分析。

二、研究设计

（一）样本及数据选取本文采用中国３０个省市（西藏因部分数据缺失）１９８７年至２００９年的面板数据。１９８７年合资２００８年各省进出口额、实际利用ＦＤＩ、ＧＤＰ与公路铁路总长度，２００９年实际利用ＦＤＩ数据来源于各省统计年鉴及各省统计信息网，２００９年其他变量的数据来源于《中国统计年鉴－２０１０》。其中各省的进出口额和实际利用ＦＤＩ以万美元为单位；各省的国内生产总值是以２０００年的名义ＧＤＰ为基期调整得到实际ＧＤＰ，然后按当期汇率调整为万美元；汇率是ＩＦＳ所公布的人民币实际有效汇率，以２０００年为基期进行了指数化调整；各省铁路与公路总长度以公里为单位，所有数据均采用对数形式。

（二）模型设立为研究ＦＤＩ对我国三大区域对外贸易的影响，在实证分析中除了把当年实际ＦＤＩ作为解释变量，还将各地区贸易绩效与其经济规模联系起来。经济规模是决定外商直接投资的关键因素，因此，引入各省ＧＤＰ这一变量作为经济规模的测量指标。同时，根据影响贸易收支的一般理论，影响一国进出口贸易的变量主要是进出口商品的相对价格及国内外的实际国民收入水平，而影响进出口相对价格

的关键因素是汇率。

因此，引入汇率这一解释变量，在文中用人民币实际有效汇率ＲＥＥＲ表示。另外，根据国际贸易理论和国际投资理论，基础设施除了是影响对外贸易的重要因素，也是影响ＦＤＩ的关键因素。因此，引入各省公路和铁路里程数作为基础设施状况的替代变量，该替代变量用ＲＯＡＤ表示。基于上述分析，选取影响对外贸易的四个主要经济变量———外商直接投资、国民生产总值、人民币实际有效汇率和公路铁路里程数作为解释变量来分析外商直接投资对我国东、中、西部对外贸易的影响。基本计量模型设定如下：ｌｎＥＸｉｔ＝β０＋β１ｌｎＦＤＩｉｔ＋β２ｌｎＲＥＥＲｉｔ＋β３ｌｎＧＤＰｉｔ＋β４ｌｎＲＯＡＤｉｔ＋ｕｉｔ（１）；ｌｎＩＭｉｔ＝β０＋β１ｌｎＦＤＩｉｔ＋β２ｌｎＲＥＥＲｉｔ＋β３ｌｎＧＤＰｉｔ＋β４ｌｎＲＯＡＤｉｔ＋ｕｉｔ（２

）模型所用的被解释变量分别为三大区域出口贸易额、进口贸易额的自然对数，分别用ＬｎＥＸ、ＬｎＩＭ表示。解释变量包括各省ＦＤＩ、各省ＧＤＰ、人民币实际有效汇率、各省铁路公路里程数的自然对数，分别用ＬｎＦＤＩ、ＬｎＧＤＰ、ＬｎＲＥＥＲ、ＬｎＲＯＡＤ表示。在进行面板数据分析时，如果模型形式设定不正确，估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远，因此首先应选择合适的模型。为此运用ＥＶｉｅｗｓ６．０进行冗余固定效应检

验，构造Ｆ统计量：Ｆ＝（Ｓ１－Ｓ２）／（Ｎ－１）２荠Ｆ（Ｎ－１，ＮＴ－Ｎ－Ｋ）（３）——

—基于中国省际面板数据的实证分析杨希吕德宏：ＦＤＩ对我国对外贸易影响总体效应与时空差异

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·综表3不同阶段FDI 对中部地区进出口贸易影响的面板GLS 回归结果ＬｎＦＤＩＬｎＲＥＥＲＬｎＧＤＰＬｎＲＯＡＤ常数调整Ｒ２Ｆ值样本范围中部地区ＬｎＥＸ０．０２（０．７８）－０．５５＊＊＊（－２．９８）－０．０８（－０．６０）３．６２＊＊＊（３．３３）－２３．７０＊＊（－２．０７）０．９２４７．２９１９８７－１９９２ＬｎＩＭ－０．０６（－０．９３）－１．９７＊＊＊（－３．９６）１．７１＊＊＊（３．８７）３．３６（１．４３）－４０．３４（－１．５６）０．８５２４．４８ＬｎＥＸ－０．０２（－０．２３）０．５９（１．２１）－０．０４（－０．２０）０．４６＊＊（２．４０）４．９９＊＊（２．６０）０．６３１１．９０１９９３－２００１ＬｎＩＭ０．１２＊（１．８４）－２．２９＊＊＊（－５．８２）０．９２＊＊＊（４．９３）１．００＊＊＊（４．８３）－４．１５＊＊（－２．２６）０．９１６５．４０ＬｎＥＸ－０．１５＊（－１．９７）－３．３７＊＊＊（－４．８４）１．０３＊＊＊（８．３２）０．４５＊＊＊（３．７５）８．５７＊＊（２．６７）０．９２７１．４０２００２－２００９ＬｎＩＭ０．０５（０．６９

）－２．９７＊＊＊（－４．８３）１．０５＊＊＊（９．０７）０．０６（０．５７

）８．４４＊＊（２．９０）０．９４８８．３５注：括号内为ｔ统计量，＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％水平上显著。表2不同阶段FDI 对东部地区进出口贸易影响的面板GLS 回归结果ＬｎＦＤＩＬｎＲＥＥＲＬｎＧＤＰＬｎＲＯＡＤ常数调整Ｒ２Ｆ值样本范围东部地区ＬｎＥＸ０．１０＊＊（２．２７）－０．４８（－１．６４）０．４４＊（２．００）０．７１（１．２３）０．４３（０．０６）０．９５９６．０１１９８７－１９９２ＬｎＩＭ０．２１＊＊＊（４．２６）－０．４２（－１．４０

）０．９２＊＊＊（４．２３）－０．３７（－０．７６）２．５７（０．３９）０．９９３３７．２４ＬｎＥＸ０．３２＊＊＊（５．６３）０．２０（０．９１）０．５６＊＊＊（５．２８）０．５８＊＊＊（５．４１）－５．５２＊＊＊（－６．９８）０．９９５９４．２９１９９３－２００１

ＬｎＩＭ０．９０＊＊＊（８．０９）－１．０４＊＊＊（－３．２９）０．７７＊＊＊（５．２２）０．５４＊＊（２．５６）－１０．０９＊＊＊（－６．２７）０．９７２５１．８７ＬｎＥＸ０．０９（１．４９）－３．７５＊＊＊（－１０．７１）０．７２＊＊＊（１１．１３）０．４５＊＊＊（６．２９）１４．３５＊＊＊（８．７３）０．９９８５０．１８２００２－２００９ＬｎＩＭ０．０７（１．２２）－３．８２＊＊＊（－１１．５９）０．８４＊＊＊（１２．７８）０．２４＊＊＊（４．０６）１５．２８＊＊＊（９．６４）０．９９６１９．４６表1FDI 对我国进出口贸易影响的总体回归结果ＬｎＦＤＩＬｎＲＥＥＲＬｎＧＤＰＬｎＲＯＡＤ常数调整Ｒ２Ｆ值冗余固定效应Ｆ值随机效应Ｈａｕｓｍａｎ值样本范围模型１（ＯＬＳ估计）ＬｎＥＸ０．１９＊＊＊（８．３３）－０．３１（－１．２９）１．３０＊＊＊（２６．８５）－０．６２＊＊＊（－１５．２２）－０．８５（－０．７９）０．８５９９７．６９１９８７－２００９ＬｎＩＭ０．４０＊＊＊（１４．６０）－０．２２（－０．７６）１．０９＊＊＊（１８．４９）－０．６５＊＊＊（－１３．０４）－０．５４（－０．４１）０．８３８３５．６９ＬｎＥＸ０．０６＊＊＊（４．９７）－０．６１＊＊＊（－６．４６）０．７９＊＊＊（２４．０７）０．４４＊＊＊（９．０７）－１．８２＊＊＊（－４．１７）０．９８１００８．６１８２．３２１９８７－２００９ＬｎＩＭ０．１８＊＊＊（１１．２６）－１．０９＊＊＊（－８．８７）１．０３＊＊＊（２１．２７）０．２０＊＊＊（３．０６）－２．３１＊＊＊（－４．０８）０．９７６１０．２７７４．２７模型２（ＦＸ估计）ＬｎＥＸ０．０７＊＊＊（５．０６）－０．６２＊＊＊（－５．２５）０．８９＊＊＊（２１．３１）０．２６＊＊＊（４．７３）－１．５０＊＊＊（－２．７３）０．８８１２７６．９７２１３．５７１９８７－２００９ＬｎＩＭ０．１７＊＊＊（９．１６）－１．００＊＊＊（－６．６９）１．１２＊＊＊（２０．９２）０．０６（０．９０）－２．４８＊＊＊（－３．５２）０．８９１３５９．０７１１．２１模型３（ＲＥ估计）注：ＯＬＳ表示混合模型估计，ＦＸ表示个体固定效应模型估计，ＲＥ表示个体随机效应估计；括号内为ｔ统计量，

＊、＊＊、＊＊＊分别表示在１０％、５％、１％水平上显著其中，Ｓ１、Ｓ２分别表示混合模型和固定效应模型的残差平方和。Ｎ为截面个体，Ｋ为解释变量个数，Ｔ为时期数。如果Ｆ统计量大于临界值，则应选择固定效应模型，反之选择混合模型。固定效应模型进一步可分为个体固定效应模型和个体随机效应模型，为此进行Ｈａｕｓｍａｎ检验，

其统计量为：Ｈ＝（β赞－β）２β赞β

荠χ2（ｋ）（４）其中，β赞、Ｓβ赞是个体固定效应模型的估计系数和标准差，

β、Ｓβ是个体随机效应模型估计系数和标准差。若Ｈ统计量大于临界值则应选择个体固定效应模型，反之选择个体随机效应模型。考虑到可能存在截面间的异方差性和相关性造成估计结果偏差，对个体固定效应模型和个体随机效应模型分别采用广义最小二乘法（ＧＬＳ）和可行的广义最小二乘估计（ＦＧＬＳ）进行估计。

三、实证检验

（一）ＦＤＩ对我国对外贸易影响总体效应分析本文首先对解释变量回归，并依据面板模型的Ｆ检验和随机效应检验结果选择合适的模型进行估计。模型１、２、３见表（１）是ＦＤＩ对解释变量的混合效应、个体固定效应和个体随机效应模型的拟合结果。模型１由于面板模型Ｆ检验统计量对应的ｐ值趋近于０，故拒绝混合模型；而个体随机效应的Ｈａｕｓｍａｎ检验值，在１％的显著性水平下拒绝随机效应模型。由模型２中冗余固定效应检验的Ｆ值和模型３的Ｈａｕｓｍａｎ检验结果可知，建立个体固定效应模型是较为合适的，因此认为模型２的回归结果较为准确。结论显示，ＦＤＩ对我国进出口贸易均有显著的创造效应，当我国ＦＤＩ流入量增加１个百分点，出口将增加约０．０６个百分点，进口约增加０．１８个百分点。此外，ＧＤＰ与基础设施对我国对外贸易的影响显著正相关。人民币实际有效汇率的系数显著为负，表明在我国汇率变动显著影响进出口，即人民币贬值１％，出口将上升０．６１％，进口上升１．０９％。（二）ＦＤＩ对我国对外贸易影响时空差异分析１９８７－２００９年时期，我国经历了对外开放、金融危机、加入ＷＴＯ等重大经济事件，我国经济结构和对外贸易环境有可能产生了相应变化。政府积极引入ＦＤＩ的同时，开始注意到引导ＦＤＩ转型，使外商直接投资在区域、产业内的分布也发生了巨大变化。单纯通过１９８７年至２００９年数据对ＦＤＩ与我国三大区域对外贸易关系进行研究，很可能会遗漏掉一些重要的阶段性影响。因此考虑到这种阶段性的变化，将１９８７年至１９９２年作为第一阶段，１９９３年至２００１年作为第二阶段，２００２年至２００９年作为第三阶段，沿用前文设定的方程，对三个阶段分别进行ＧＬＳ回归分析，通过计量结果来比较随着时间的推移ＦＤＩ对各区域的贸易影响有怎样的改变。（１）不同阶段ＦＤＩ对我国东部地区进出口贸易的影响分析。计量结果见表（２）显示：在不同阶段，东部地区ＦＤＩ对贸易影响产生了一些明显的改变。１９８７－１９９２年东部地区ＦＤＩ对进出口贸易均具有创造效应，对于进口ＦＤＩ系数为０．２１，即增加１单位ＦＤＩ，会拉动东部０．２１单位的进口，大于出口的ＦＤＩ系数０．１。１９９３年至２００１年东部地区ＦＤＩ对进出口贸易表现出显著的创造效应，进口的ＦＤＩ系数为０．９大于出口的ＦＤＩ系数０．３２。而在２００２年至２００９年东部地区ＦＤＩ对进出口贸易均无显著影响。１９８７年至１９９２和１９９３年至２００１年间，东部进口创造效应明显的原因可能是由于东部地区凭借着地理优势、廉价劳动力和较低的运输成本吸引大量外资企业进入投资建厂并开展加工贸易。建厂期间，需要从国外进口大量的机器设备、技术专利以及人才，无疑会拉动东部进口贸易。２００２年至２００９年间，东部地区ＦＤＩ对进出口贸易均没有显著影响的原因可能是经过前期外资企业的发展，其已经完成了生产所必需的基础建设。另一方面，东部地区已形成围绕外资企业的产业需求的加工贸易服务产业链，不用通过进口就可以在国内完成所需生产资料的采购。（２）不同阶段ＦＤＩ对我国中部地区进出口贸易的影响分析。通过ＦＤＩ对中部地区进出口贸易影响的实证分析，结果见表（３）显示：１９８７年至１９９２年，中部地区ＦＤＩ对进出口贸易均无显著影响。１９９３年至２００１年，ＦＤＩ对进口贸易表现出显著的创造效应，对出口没有显著

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