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〔作者简介〕王志伟,北京大学经济学院教授,博士生导师；
侯 艺,北京大学经济学院博士研究生,北京 100871.
〔摘 要 〕2000-2008年是中国吸收外商直接投资增长最快的时期,外商直接投资对中国出口呈现显著的促进作用,中国加入世贸组织以及与其他国家间建立优惠贸易协定也显著推动了出口增长,尽管其显著程度较其他变量有所降低,但中国国内生产总值对出口的推动作用有待商榷,而进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素,进口国国内生产总值每增加1%,对中国出口的需求将增长1.6%,进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离则对中国出口形成显著的阻碍效应,进口国关税水平每提高1%,中国出口额将减少1.17%,地理距离每增加1%,中国出口将下降1.11%.中国吸收外资进入出口部门的比重较高,外资投入制造业领域并将产品在全球分销是中国利用外资的主要模式.鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性,中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资,但要拓宽新思路,并对有关政策进行调整.
〔关 键 词 〕引力模型；外商直接投资；中国出口；制造业；全球分销
〔中图分类号〕 F746.12〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769（2011）06－0001－06
一、引言
相当多的研究文献从数量角度证实了吸收外商直接投资（简称FDI）对中国出口的促进作用,这些研究在传统的对数数量模型中,将FDI作为影响中国贸易的重要因素纳入解释变量组,得出了一些有意义的结论.有学者采用贸易引力模型进行研究,例如骆许蓓（2003）在用引力模型研究距离对中国出口的影响时,加入了FDI变量,但估计结果表明其影响并不显著.(1)牛浩（2009）在引力模型中引入FDI变量,估计结果表明FDI对中国的双边贸易正相关,相关系数高达0.75.(2)蒲华林（2010）对行业贸易的研究表明FDI 对于中国的零部件贸易意义重大,证明出口导向型贸易战略对于产品的国际分工具有极大的促进作用.(3)在采用其他模型的研究中,蔡茂森、顾敏芬（2005）的研究表明FDI存量每增加1%,将促进我国出口增长0.2%.(4)张红霞等（2005）通过协整检验和因果检验发现, FDI流量与出口之间存在长期均衡的协整关系,而且吸收外资的波动和出口波动具有因果关系.(5)陈波（2006）对中国1982-2003年的数据分析后指出,FDI与中国出口之间具有一定的正相关关系,但对中国出口的促进作用并不是非常显著,原因在于跨国公司的生产对国内生产和出口产生了挤出效应.(6)王俭、李雪松（2005）的面板数据分析表明,单个国家对中国的投资和中国对其出口的关系并不显著且自相关严重,而包含多个国家的面板数据分析则表明外商直接投资（流量或存量）显著地促进了出口增长,FDI每增长1%,出口将增长0.4%.(7)
较为遗憾的是,尽管许多实证研究将FDI作为研究中国出口的重要解释变量纳入模型,却并没有为此建立适当的理论基础,因而削弱了模型的解释力和说服力.本文以考虑垄断竞争的贸易引力模型理论为基础框架,为FDI与出口的关系建立理论基础,并利用中国FDI和出口的面板数据进行实证检验和分析.
二、理论模型的构建
本文在垄断竞争和H-O贸易理论框架下推导包含FDI变量的引力模型.在由i、j两国构成的框架内,设j国经济由出口部门和非出口部门组成,出口部门nτ个厂商构成完全竞争市场,贸易品τ既对i国出口,也供应本国消费,由H-O贸易理论解释；非出口部门nA个厂商构成垄断竞争市场,非贸易品A只供应j国国内消费；i国自身不生产商品τ,消费完全依靠从j国进口.
考察消费：假设在收入约束Yi等于nτpiτxiτ+nApiAxiA下,两国消费者具有完全相同的效用函数Ui等于nτ(xiτ)(στ-1)/στ στ/(στ-1) α nA(xiA)(σA-1)/σA σA/(σA-1) 1-α.其中xiτ和xiA分别为i国消费者对出口产品τ和非出口产品A的消费量,α为两类产品之间的替代弹性,στ为出口部门各厂商产品之间的替代弹性,σA为非出口部门各厂商产品之间的替代弹性.进一步假设同一产品实际价格相同,即piτ等于φijpτ,piA等于φifpA,其中φij 等于( 1+tij )( 1+d•,Dij )•, eij 为表征i国自j国进口的贸易阻力因子,包含汇率eji、关税tji、距离Dji、运保费率d等对贸易形成阻碍的因素. 则i、j两国对贸易品τ的总消费量为Xτ等于α •,(Yi φij+Yj)/nτpτ,其中j国对i国出口量为Xiτ等于 Yi Yi+φijYj Xτ.
考察生产：假设同一行业的厂商具有完全相同的生产函数.j国出口部门生产贸易品τ的厂商以资本k和劳动l为生产要素,生产函数为xjτ等于kβτjτl1-βτjτ.在完全竞争和充分生产的前提下,设每个厂商产量为单位产量1,利润最大化即均衡时出口部门的贸易品总产量为nτ等于Xτ等于KβττL1-βττ,其中Kτ和Lτ为生产贸易品τ所需的资本和劳动总量.此时出口部门总产值为pτXτ等于β-βττ(1-βτ)βτ-1•,rβτjw1-βτjKβττL1-βττ.
j国非出口部门生产非贸易品A的厂商仍以资本k和劳动l为生产要素,存在固定成本ΦjA,生产函数为xjA等于kβAjAl1-βAjA-ΦjA由于非出口部门为垄断竞争市场,则边际收益MR等于pA(1- 1 μjA ),其中μjA＞1为j国对非贸易品A产品的价格需求弹性.同样根据TR等于TC和MR等于MC,求得均衡时非贸易品A的价格pjA等于μjA μjA-1•,β-βAA(1-βA)βA-1•,rβAjw1-βAj,每个厂商产量xjA等于(μjA-1)ΦjA,每个厂商生产所需资本量KjA等于μjAΦjAβA 1-βA •, wj rj1-βA.由于非出口部门生产所需资本总量KA等于nAKjA,则非出口部门厂商数量nA等于KA 1 μjAΦjA βA 1-βA •, wj rjβA-1, 非出口部门的非贸易品总产量XA等于nAxiA等于KA(1- 1 μjA )1-βA βA •, rj wj1-βA.此时非出口部门总产值为pAXA等于KArj/βA.j国经济由出口部门和非出口部门构成,总收入Yj等于pτXτ+pAXA等于KArj/βA+β-βττ(1-βτ)βτ-1•,rβτjw1-βτjKβττL1-βττ.
考察均衡：贸易品τ的生产与消费均衡时,j国对i国出口额为Xiτ等于 Yi Yi+φijYj •,KβττL1-βττ.说明在完全竞争的出口部门和垄断竞争的非出口部门构成的贸易框架下存在以下事实：出口国收入对出口额的影响被资本和劳动替代,进口国收入与贸易正相关,关税、运保费率、距离、汇率构成的阻力因子φij对贸易产生负效应.在出口国劳动力相对充裕的条件下,出口国出口部门的资本使用量和劳动力使用量也进入模型,并对出口额产生正面影响.从这个角度来说,出口国的出口部门吸收FDI越多,出口额应当越大.
吸收FDI对出口的作用：对生产的考察表明,均衡时 Yj Kτ ＞0, Yj KA ＞0.由此再经过繁琐的推导可以得到 Xiτ Kτ ＞0, Xiτ KA ＜0.这证明了以下事实：出口国吸收FDI的流向或本国增资的流向对出口额的影响举足轻重,出口部门投资的增加能够促进出口额的增长,而非出口部门投资的增加不但不能促进出口,还会对出口部门形成挤出效应,导致出口部门相对萎缩,从而对出口产生负面影响.
如果吸收FDI或者增资的流向不是只进入出口部门或只进入非出口部门,而是同时进入两个部门,此时考察 Xiτ K 等于 Xiτ Kτ ΔKτ+ Xiτ KA ΔKA,可以发现,当(Yi+φijpAXA)βτ ΔKτ Kτ -φijpAXA ΔKA KA ＞0,即满足βτ ΔKτ Kτ ＞ pAXA Yi/φij+pAXA •, ΔKA KA 时, Xiτ K ＞0,吸收FDI对出口额的效应为正,否则为负.等式左侧表示出口部门相对增资对出口商品生产的促进效应；右侧表示非出口部门相对增资对出口商品生产的相对影响,推广到多个国家的扩展形式为βjτ ΔKjτ Kjτ ＞ pjAXjA ∑ n i等于1 i≠jYi/φij+pjAXjA •, ΔKjA KjA .这一条件说明以下事实：出口国吸收的FDI往往流向多个部门,流向非出口部门会削减出口,流向出口部门则会促进出口.综合来看,如果出口部门相对增资对出口商品生产的促进作用大于非出口部门相对增资对出口商品生产间接形成的挤出效应,那么吸收FDI从总体上表现为与出口正相关,反之则表现为与出
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三、实证模型的构建
本文借鉴以往成果,并根据上文的分析构建的贸易引力实证模型为：
lnEXijt等于αi+γj+λt+β1lnYit+β2lnYjt+β3ln(1+tjt)+β4lnDij+β5FDIit(NFDIit)+β6WTO+β7RTAij+uijt (1)
为集中分析吸收FDI对中国出口的促进作用,模型中只选取了最关键的变量.其中EXijt为t时期中国对j国的出口；αi、γj、λt分别为本国（出口国）效应、目的国（进口国）效应和时间效应；Yit、Yjt分别为中国和进口国的国内生产总值；tjt为进口国平均关税水平；Dij为中国到进口国之间的距离；FDIit为中国FDI金额（流入或净流入）；WTO和RTAij为虚拟变量,前者在中国加入世界贸易组织后取为1,后者当中国与进口国之间存在区域贸易协定时取为1；uijt为随机扰动项.变量的显著性尚有待验证,含义、预期符号及理论说明如表1所示：
RTAij 区域贸易协定,为虚拟变量,当中国和进口国存在区域贸易协定时为1,否则为0 + 反映进口国的贸易壁垒程度,存在区域贸易协定时,进口国针对中国的关税水平越低,贸易壁垒对进口造成的阻碍越小,进口额越大
WTO 世界贸易组织,为虚拟变量,当中国为世界贸易组织成员时为1,否则为0 + 反映中国与世界经济的融合程度,当中国为世界贸易组织的成员时,所遇到的贸易壁垒将降低,出口额越大
本文选取2000-2008年中国对全球30个主要进口国的出口数据进行测算,选取范围为2009年世界贸易组织所列全球前34大进口国 根据世界贸易组织统计,2009年全球前34大进口国（地区）依排名次序分别为美国、中国、德国、法国、日本、英国、荷兰、意大利、香港、比利时、加拿大、韩国、西班牙、印度、新加坡、墨西哥、俄罗斯、台湾、澳大利亚、瑞士、波兰、奥地利、土耳其、阿联酋、泰国、巴西、马来西亚、瑞典、捷克、沙特阿拉伯、印度尼西亚、丹麦、匈牙利和南非.,并从中剔除中国自身以及缺乏计算所需数据的沙特阿拉伯、阿联酋和台湾省.双边进出口贸易数据来自位于日内瓦的世界贸易信息服务股份有限公司（GTIS）；国内生产总值、平均关税税率、FDI净流入规模来自世界银行数据库；FDI流入规模来自中国商务部.地理距离采用两国首都之间的距离,通过网站.省略查得 查询与荷兰的距离时选用阿姆斯特丹市,查询与南非的距离时选用开普敦市..中国于2001年11月加入WTO,故自2002年起变量赋值为1.区域贸易协定来自世界贸易组织对RTA的专门统计,变量作为对关税变量的补充,客观反映中国和协定成员国之间的特定关税关系,以弥补贸易优惠安排下实际关税水平偏离平均关税水平的不足.
世界经济自考论文怎么写
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四、实证结果及分析
为避免虚假回归,本文将对时间序列数据的平稳性和长期均衡进行检验,此后分别采用混合最小二乘法、固定效应方法和随机效应方法估计面板数据.
1.序列平稳性检验
不平稳的序列将带来“伪回归”的风险,为此,我们将采用莱文-林（LLC）检验方法,对序列进行单位根检验,原假设为存在单位根,即序列不平稳.关税存在缺失数据,属于非平衡数据,无法进行单位根检验,但一般来说关税税率都很少变动,因而较为稳定.此外,除地理距离不因时间而发生变化,WTO和RTA为虚拟变量,其余序列的检验结果如表3所示：
从检验结果可以看出,中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不是一阶平稳序列,中国出口和进口国生产总值通过检验,为平稳序列.
2.协整检验
对非平稳序列进行回归分析会产生“伪回归”问题,但是如果非平稳序列之间存在协整关系,则它们之间也就存在长期均衡,可以避免这一问题.在之前的单位根检验中,虽然中国出口是平稳序列,但由于中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不满足一阶平稳的条件,因此需要进一步对这几个变量进行协整检验,观察他们是否存在长期稳定的关系.采用E-G两步法进行：
第一步：采用最小二乘法分别估计以下两式：
lnEXijt等于α+β1lnYit+β2lnFDIit+uijt (2)
lnEXijt等于α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit+u ~ ijt (3)
得到残差序列：
u ijt等于lnEXijt-α +β 1lnYit+β 2lnFDIit (4)
u ~ ijt等于lnEXijt-α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit (5)
第二步：对残差序列u ijt和u ~ ijt进行平稳性检验.如果残差序列具有一阶单整性,则方程协整,估计结果代表长期均衡关系,否则可能为虚假回归.检验结果见表3：
检验结果说明,u ijt一阶平稳,u ~ ijt不能通过平稳性检验,因此可以判定,中国的FDI流入规模和国内生产总值与出口之间存在长期均衡的关系,而FDI净流入与出口之间不存在长期均衡的关系,因此我们选用FDI流入规模进入模型.
3.模型估计
对模型进行混合最小二乘估计,其中中国国内生产总值、FDI以及是否加入WTO三个变量均十分不显著,考虑到我们在推导模型的过程中也发现,FDI与出口国国内生产总值有很高的相关性,经检验,二者之间的
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