2018ＦＤＩ与出口商品结构的关系
[摘 要] 贸易投资一体化是经济全球化的一个重要特征，FDI除了对贸易有数量上的效应外，还对贸易结构的变化有影响。本文在回顾了有关的文献及历史之后，对1980年～2006年的中国相关数据进行处理得到贸易竞争力指数，用初级产品贸易竞争力指数、制造品贸易竞争力指数、FDI、实际汇率进行协整分析，在对制造品的三个主要分类的数据进行同样的分析，并根据分析的结论给出了一些政策建议。[关键词] FDI 贸易结构 贸易竞争力指数 协整分析
一、导 言
自20世纪90年代，中国的进出口贸易的发展势头迅猛。2006年中国对外贸易额为1.76万亿美元，成为世界上第三大贸易国，对外贸易占中国经济中的份额近70%。与此同时，流入中国的FDI也有巨大增加。1995年时，中国累计实际利用外资只有不到1000亿美元；而截至2006年底，实际使用外资金额达到8000多亿美元。
目前，在FDI与进出口贸易的相关性问题上，FDI对中国出口商品结构的影响的研究还相对匮乏。另一方面，反观历史上发展中国家对待跨国公司态度出现的转变，外资对出口商品结构优化的贡献有限引起东道国对外资作用的怀疑也是重要的原因，这是值得中国警惕的。因而，结构问题是非常值得研究的。
二、文献综述
国内对FDI对贸易结构的影响研究相对较少，且基本认同FDI优化了中国的出口贸易结构。岳昌君(2000)得出FDI变化率与产出变化率之间的关系表达式，依靠跨行业数据分析FDI与商品贸易之间的关系。结果认为，中国的FDI促进了劳动密集型产品的净出口。
赖明勇、包群(2002)认为，利用FDI对东道国劳动密集型产品的出口质量提高有一定的作用。激发劳动密集型产品的贸易活力，通过加大技术投入可以实现其向附加值高的技术密集型产品出口的转变。而FDI联系地区资本，使东道国相关产业参与到跨国公司的垂直和水平分工，这样也能增加高附加值产品出口的机会。
江小娟（2002）通过对外国直接投资企业与国内企业的高新技术产品出口份额的比较，提出FDI将促进中国出口商品结构的优化，增强出口商品的竞争力。
三、FDI在中国的现状
中国的法律环境、政策环境、市场环境的优化，为中国吸引大量外资提供了前提。根据资料显示，192个国家和地区的投资者在中国累计设立外商投资企业53万多家，实际投入外资金额达6000亿美元。全球最大的500家跨国公司中近450家已在华投资，而在这些当中30多家设立了地区总部。另外，外商投资设立的研发机构600多个。
来自商务部的统计数据，2006年1月～10月中国共登记技术引进合同8692项，合同总金额187.4亿美元，同比增长37.1%；其中，技术费122.9亿美元，占合同总金额的65.6%。2006年1月～10月中国专有技术许可合同引进金额59.7亿美元，同比增长57.9%。
四、中国出口商品结构的现状
自改革开放以来,中国的出口商品结构发生了很大的变化。工业制成品的比重已经超过了初级产品的比重。1980~2006年，中国出口商品结构中，初级产品的比重从1980年的50.3%下降到2006年的5.46%，工业制成品的比重则从1980年的49.7%上升到2006年的94.54%。
在工业制成品中资本技术密集型产品的比重超过劳动密集型产品的比重。这是中国出口商品结构迅速高度化的一个重要标志。中国劳动密集型产品的出口在工业制成品所占比重已从1980年的75.9%下降到2006年的45.1%，下降了30.8%。而资本技术密集型的产品所占比重已从1980年的21.8%上升到2006年的54.7%，上升了32.9%。
五、实证分析 与结论说明
1.方法说明
本文决定采用1980年～2006年期间的年度数据，采用协整技术对外国在中国的直接投资与初级产品、工业制成品、化学品及有关产品、轻纺产品、橡胶制品、矿业制品、机械及运输设备之间的关系进行经验分析。各变量的数据取自历年的《中国统计年鉴》，分析工具是EViews5.0软件。本文之所以选择这些变量，是因为在实证分析中，将考虑短期影响和长期影响。这里的短期、长期不是针对一个纯粹的时间，而是从对贸易结构的改善实际效果的角度来看的。短期的研究，主要关注的是对初级产品与工业制成品这两个比较宏观的数据，长期则关注工业制成品内的主要分类。
同时，本文选择贸易竞争力指数（TC）的变化来反映出口商品结构的变化，这一方面由于FDI的影响作用可用竞争力的变化显示，另一方面也因竞争力的变化是贸易结构变化的动因之一。
贸易竞争力指数的定义：
上式中Ei为产品i的出口总额，Mi为产品i的进口总额，TCi为产品i的贸易竞争力指数，它表明一个国家i类商品是净出口国还是净进口国，以及净出口和净进口的相对规模。如果TCi0，则为出口专业化，表明该国是i类产品的净出口国，该类产品具有较强的出口竞争力或比较优势；如果TCi0。则为进口专业化，表明该国是i类产品的净进口国，i类产品的出口竞争力较弱或处于比较劣势；如果TCi=0，则为水平型分工，说明该国i类产品与国际水平相当，产品进出口交叉明显，进出口纯属与国际间进行品种交换。
计算1980年～2006年相关产品的贸易竞争力指数，如表1所示：
2.变量设定
用变量FDIt、TC1t、TC2t、TC3t、TC4t、TC5t分别表示每年的实际利用外资额、初级产品贸易竞争力指数、工业制成品贸易竞争力指数、化学品及有关产品贸易竞争力指数、轻纺产品、橡胶制品、矿业制品及其制品贸易竞争力指数、机械及运输设备贸易竞争力指数，用 表示人民币与美元之间的实际汇率，它由两种货币的名义汇率和中美两国的物价水平计算而来。为方便，并考虑到各时间序列数据经过对数处理后不会改变其性质和关系，且更容易得到平稳的时间序列，所以回归模型中的变量均采用取对数后的变量，分别记为1nFDIt、1nTC1t、TC2t、TC3t、TC4t、TC5t、1nRt。
3.主要目的
检验各变量与FDI变量和汇率之间是否具有长期均衡关系。采用协整分析方法对变量进行检验，如果时间序列之间存在显著的协整关系，说明它们存在共同的趋势水平，这些时间序列的协同变化受长期均衡关系的约束。
4.时间序列平稳性检验
为了检验时间序列的平稳性，需要对各个变量的时间序列进行单位根检验。如果非平稳时间序列Yt的一阶差分△Yt是平稳的，则时间序列Yt是具有1个单位根的I(1)过程。采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)统计量进行单位根检验，检验结果见表。
结果表明所有变量原序列在5%的显著性水平下都不能通过检验，因此原序列都不是平稳序列；而所有变量的一阶差分序列在5%显著性水平下都不拒绝变量有一个单位根的原假设，所以各个对数变量的时间序列中都只存在一个单位根，即这些序列都是一阶单整序列，因而在此基础上可以继续检验这些变量之间的协整关系。
5.Johansen协整检验
为避免伪回归，需对所建立的模型进行协整检验。若所考虑的时间序列具有相同的单整阶数，且某种线性组合（该组合的系数称为协整向量）使得组合时间序列的单整阶数降低，则称这些时间序列之间存在显著的协整关系。通过协整关系的估计检验，也就度量了经济系统中的长期稳定关系。特别的，对1阶单整序列而言，其协整关系便是线性组合后的平稳序列。
页:
[1]