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中國對(duì)外直接投資的出口效應(yīng):一個(gè)實(shí)證分析
[內(nèi)容提要]近年來我國對(duì)外直接投資的增長很快,對(duì)于其效應(yīng)的研究可以更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。本文在對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上,運(yùn)用回歸技術(shù)對(duì)1990--2005年間中國對(duì)外直接投資的出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明:對(duì)外直接投資不僅促進(jìn)了出口的增長,還促進(jìn)了出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。此外還得到了中國的出口是適應(yīng)型的而非主動(dòng)推進(jìn)型的,以及出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化主要得益于自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)論,并進(jìn)而給出相應(yīng)的政策建議。 [關(guān)鍵詞]對(duì)外直接投資,出口規(guī)模,出口結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)全球化的兩重性越來越得到人們的高度重視:一方面,經(jīng)濟(jì)資源和生產(chǎn)要素的跨國流動(dòng)有助于提高生產(chǎn)力;另一方面,經(jīng)濟(jì)全球化也是發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)殖民化和南北兩極分化加劇的過程。但是,經(jīng)濟(jì)全球化是當(dāng)今世界發(fā)展的顯著特征和必然趨勢,在全球化的大背景下,一個(gè)國家離開全球化是不可能的,尤其是作為第三大外貿(mào)國,第四大 CDP國的中國,與其被動(dòng)地、消極地適應(yīng)全球化,不如理性地、積極地參與全球化。而對(duì)外直接投資正是中國參與經(jīng)濟(jì)全球化的理性、積極之舉,也是“走出去”經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略的核心內(nèi)容! H直接投資有外國直接投資(inward FDI)和對(duì)外直接投資(outward FDI)之分,前者研究外資的流入,后者研究外資的流出。無論是從總量還是相對(duì)量來看,我國的對(duì)外直接投資都要遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于外國直接投資,因此理論和實(shí)證研究的重點(diǎn)是外國直接投資。但是隨著對(duì)外開放的不斷深化,我國的對(duì)外直接投資規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大,對(duì)外直接投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用不斷體現(xiàn),對(duì)于對(duì)外直接投資的研究也逐漸深入并日益成為國際投資領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。而探討我國對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng),有助于更好地發(fā)展我國的對(duì)外貿(mào)易和對(duì)外直接投資! ∥墨I(xiàn)回顧和問題的提出 國際直接投資和國際貿(mào)易是一國融入全球化的主要渠道,也是企業(yè)國際化經(jīng)營的兩種重要模式。國際直接投資與國際貿(mào)易的聯(lián)系極為密切,兩者之間的關(guān)系自20世紀(jì)60年代以來一直是研究和爭論的焦點(diǎn)。站在母國的角度來看,對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)主要有替代和互補(bǔ)兩種,即對(duì)外直接投資可能減少(替代)母國的貿(mào)易,也可能增加(互補(bǔ))母國的貿(mào)易。但是正如Helmberger和Schmitz(1970)所指出的那樣,對(duì)外直接投資和貿(mào)易之間究竟是互補(bǔ)還是替代關(guān)系其實(shí)是一個(gè)實(shí)證問題而非理論問題。國內(nèi)外的學(xué)者在這一領(lǐng)域進(jìn)行了廣泛深入的實(shí)證研究,成果極為豐富! 膰獾难芯拷Y(jié)果來看,主要的結(jié)論有三類:一類支持替代關(guān)系,一類支持互補(bǔ)關(guān)系,還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定! ≡趯(duì)于中國問題的研究上,關(guān)于國際直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究主要側(cè)重于在華的外國直接投資對(duì)于我國進(jìn)出口的影響,在對(duì)外直接投資與我國對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究方面,蔡銳和劉泉 (2004)、張如慶(2005)、項(xiàng)本武(2005)[3)、陳石清(2006)等運(yùn)用我國不同階段的貿(mào)易和投資數(shù)據(jù),也進(jìn)行了一些實(shí)證研究。 綜合國內(nèi)外的研究成果,我們可以發(fā)現(xiàn),國外的實(shí)證研究多以發(fā)達(dá)國家或地區(qū)為研究對(duì)象,國內(nèi)的實(shí)證研究尚處于起步階段,實(shí)證研究的結(jié)果與國外學(xué)者的研究差異很大,這可能是由于中國屬于發(fā)展中大國,對(duì)外直接投資的發(fā)展相對(duì)較弱,學(xué)者們考察的時(shí)間跨度也有所不同的緣故,因此,中國對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)還需要作進(jìn)一步的驗(yàn)證! 〈送猓瑢(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)不僅僅體現(xiàn)在對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口規(guī)模的影響上,還體現(xiàn)在對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響上,雖然國外的研究重點(diǎn)是對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口規(guī)模的影響,但中國是一個(gè)發(fā)展中的貿(mào)易大國,其對(duì)外直接投資不僅應(yīng)當(dāng)有利于繞開貿(mào)易壁壘,尋求原材料供應(yīng)和改善管理技能,還應(yīng)當(dāng)有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和國際競爭力的提高,因此,對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響也需要進(jìn)行探討并加以實(shí)證的支持! ”疚膶⒔Y(jié)合我國對(duì)外直接投資的發(fā)展現(xiàn)狀和特點(diǎn),實(shí)證分析對(duì)外直接投資對(duì)于我國出口貿(mào)易額和出口商品結(jié)構(gòu)的影響,以期為我國對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展提供借鑒! ∥覈鴮(duì)外直接投資的出口規(guī)模效應(yīng) 1.模型的建立 為了實(shí)證考察對(duì)外直接投資對(duì)于我國出口額的影響,采用如下回歸模型: lnEXt=β0 β1lnOFDIt β2lnSOFDIt-1 β3lnIFEIt β4lnSIFEIt-1 β5lnGDPt β6lnWGDPt β7lnWIMt μt (1) 其中,EXt是當(dāng)年出口額,OFDIt是當(dāng)年中國對(duì)外直接投資流量,SOFDIt-1是上年中國對(duì)外直接投資存量,IFDIt是當(dāng)年外商直接投資實(shí)際流入額,SIFDIt-1是上年外商直接投資實(shí)際流入存量,GDPt為當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值,WGDPt為當(dāng)年世界國內(nèi)生產(chǎn)總值,WIMt為當(dāng)年世界進(jìn)口額。β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7是待估計(jì)的參數(shù)。β0是截距項(xiàng);β1測度當(dāng)年出口額對(duì)于當(dāng)年對(duì)外直接投資額的彈性大小,β2測度當(dāng)年出口額對(duì)于當(dāng)年上年對(duì)外直接投資累計(jì)額的彈性大小(考慮到時(shí)滯效應(yīng)),β1和β2是說明對(duì)外直接投資對(duì)于出口是否具有推動(dòng)效應(yīng)的關(guān)鍵變量,如果兩者之間存在互補(bǔ)關(guān)系,β1或β2的估計(jì)結(jié)果應(yīng)該為正;β3和β4測度外商直接投資流入流量和上年存量對(duì)于出口的影響;β5測度的是中國的GDP對(duì)于出口的影響;β6和β7是在考慮到中國的出口受到世界經(jīng)濟(jì)增長和進(jìn)口需求的基礎(chǔ)上,測度世界GDP額和世界進(jìn)口額對(duì)于出口的影響;μt是擾動(dòng)誤差項(xiàng),測度的是其他沒有考慮進(jìn)去的變量擾動(dòng)! 2.數(shù)據(jù)說明 我國外資流出入的數(shù)據(jù)可以從商務(wù)部、國際收支平衡表和聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會(huì)議(UNCTAD)國際投資報(bào)告三個(gè)渠道獲得。在數(shù)據(jù)采集時(shí)發(fā)現(xiàn),1985—2004年度中國國際收支平衡表中資本和金融項(xiàng)目下對(duì)外直接投資差額欄中的數(shù)據(jù)與UNCTAD國際投資報(bào)告中的數(shù)據(jù)完全一致,因此外資流出入的數(shù)據(jù)直接采自各年度國際收支平衡表。中國GDP和世界GDP的數(shù)據(jù)來自于國際貨幣基金組織(IMF),世界進(jìn)口額的數(shù)據(jù)來自于《國際統(tǒng)計(jì)年鑒》,其他數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》或根據(jù)年鑒計(jì)算得到。模型回歸引用的樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度是1990--2005年。模型的回歸及相關(guān)檢驗(yàn)全部運(yùn)用SPSS12.0完成! 3.模型的估計(jì) 對(duì)(1)式采用多元線性回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí),變量的選取采用了向后剔除法,以排除不能通過顯著性檢驗(yàn)的變量。通過檢驗(yàn)計(jì)算,回歸中移去了變量lnGDPt(β5)和lnWGDPt(β6),最終得到如下結(jié)果: lnEXt=15.878 0.131lnOFDIt 0.131lnOFDIt 1.036lnSOFDIt-1-0.413lnIFDIt-0.541lnSIFDt-1 2.058lnWIMt (2) 從回歸分析報(bào)告(見表1)來看,模型擬合情況很好:調(diào)整后的及R2為0.993表明lnEX的變動(dòng)中有99.3%可由自變量解釋;相關(guān)系數(shù)R為 0.998表明因變量和自變量的相關(guān)程度為 99.8%;每個(gè)回歸系數(shù)的t值都是顯著的;衡量回歸方程顯著性的9值也是顯著的。具體來看,回歸結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義為: (1)β1=0.131和說明中國對(duì)外直接投資流量與出口之間存在互補(bǔ)關(guān)系,對(duì)外直接投資促進(jìn)了出口的增長,并且對(duì)外直接投資流量增加1%,出口額會(huì)增加0.131%; (2)β2=1.036說明對(duì)外直接投資的存量對(duì)出口存在推動(dòng)效應(yīng)。β1和β2的對(duì)比還說明了對(duì)外直接投資的積累對(duì)于出口的促進(jìn)作用相對(duì)更大; (3)β3和β4的值為負(fù)表明1990--2005年間我國外資的引進(jìn)非但沒有起到顯著的促進(jìn)出口的作用,反而對(duì)于出口是一種阻礙; (4)β7=2.058說明世界的進(jìn)口需求對(duì)于中國的出口起到了重要作用; (5)β1、β2和β7的估計(jì)結(jié)果說明盡管對(duì)外直接投資和世界的進(jìn)口需求都促進(jìn)了中國的出口增長,但是相比較而言,世界的進(jìn)口需求對(duì)于出口的推動(dòng)作用更大。 我國對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng) 1.模型的建立 對(duì)于出口結(jié)構(gòu)的衡量有很多指標(biāo),考慮到出口商品應(yīng)當(dāng)向高技術(shù)、高附加值的方向優(yōu)化,因此,本文以機(jī)電產(chǎn)品在出口額當(dāng)中所占比重來衡量出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,并且建立如下回歸模型: InESt=β0 β1lnOFDIt β2lnSOFDIt-1 β3lnIFDIt β4lnSIFDIt-1 β5lnGDPt β6lnWGDPt β7lnWIMt μt (3) 其中,ESt是機(jī)電產(chǎn)品出口占當(dāng)年出口總額的比重(export structure)。β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7是待估計(jì)的參數(shù)。β0是截距項(xiàng);β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7分別測度當(dāng)年對(duì)外直接投資額、上年對(duì)外直接投資存量、當(dāng)年實(shí)際引進(jìn)外資額、上年實(shí)際引進(jìn)外資累計(jì)額、國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長、世界經(jīng)濟(jì)增長和世界進(jìn)口需求對(duì)于我國出口結(jié)構(gòu)的影響。μt是擾動(dòng)誤差項(xiàng),測度的是其他沒有考慮進(jìn)去的變量擾動(dòng)! 』貧w分析中,ES的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,其他數(shù)據(jù)的來源同前。樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度同樣為1990—2005年。 2.模型的估計(jì) 運(yùn)用SPSS12.0采用同樣的回歸方法,發(fā)現(xiàn)中國對(duì)外直接投資流量、外資流入、世界GDP和世界進(jìn)口額都不能通過檢驗(yàn)(見表2),因此回歸中移去了變量lnOFDIt(β1)、lnIFDIt(β3)、lnSIFDIt-1(β4)、lnWGDPt(β6)和lnWIMt(β7),最終得到如下結(jié)果: lnESt=-6.243 0.1211nSOFDIt-1 0.498lnGDPt (4) 從回歸分析報(bào)告(見表2)來看,模型擬合情況很好:調(diào)整后的R2為0.986表明lnES的變動(dòng)中有98.6%可由自變量解釋;相關(guān)系數(shù)R為0.994表明因變量和自變量的相關(guān)程度為 99.4%;每個(gè)回歸系數(shù)的t值都是顯著的;衡量回歸方程顯著性的F值也是顯著的。具體來看,回歸結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義為: (1)β2=0.121說明中國對(duì)外直接投資的上年存量與出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在正相關(guān)的關(guān)系,對(duì)外直接投資促進(jìn)了出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化; (2)β5=0.498說明中國自身的經(jīng)濟(jì)增長有利于出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化; (3)β2和β5的估計(jì)結(jié)果對(duì)比說明對(duì)外直接投資和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展都促進(jìn)了中國的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化,并且國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用更大。【中國對(duì)外直接投資的出口效應(yīng):一個(gè)實(shí)證分析】相關(guān)文章:
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