论文导读:：国内学者关于FDI与贸易结构的关系也做了许多研究。贸易结构的决定是国际贸易理论回答的基本问题之一。协整检验。误差修正模型的建立。
论文关键词：FDI，贸易结构，协整检验，误差修正模型
一、引言
贸易结构的决定是国际贸易理论回答的基本问题之一。从古典比较优势理论诞生以来，经济学家试图从不同的角度解释决定贸易结构的因素，形成了不同的理论流派。一些西方经济理论对外商直接投资和动态比较优势，贸易结构的变化进行了阐述，而较为著名的是维农的产品生命周期理论和“雁行”理论。维农把国际贸易与FDI产生的原因统一在“产品生命周期”的概念之下，将产品生命周期的不同阶段与国际化经营区位选择，方式选择联系起来，并证明了投资是在贸易基础上进行的比较优势转换的结果。而“雁行”理论认为在一个经济相对落后而且对外开放的国家，某一产业可以通过吸收国外资本和技术而获得发展。近几年，国内学者关于FDI与贸易结构的关系也做了许多研究，江锦帆（2004）发现FDI在中国经济增长中存在资本效应和外溢效应两方面的作用协整检验，外溢效应对出口贸易有积极影响。江小娟（2002）对FDI与中国出口竞争力的关系进行了定量了研究核心期刊目录。她对外商直接投资企业与国内企业的高新技术产品出口份额进行了比较，认为FDI有利于优化中国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。刘重力（2000）比较研究了中国出口商品结构与国外出口商品结构，发现FDI促进了我国机电产品出口的增长。已有的文献上看，这些研究都是从国家层面上来研究FDI与贸易结构的关系，而对于浙江省这样一个出口大省来说，研究FDI对出口贸易结构的影响具有重要的意义。
二、浙江省贸易结构的现状
（一）、外商投资企业对浙江省出口的贡献
外商投资企业作为浙江省FDI流入的典型代表，其对浙江省出口的贡献可以看出其对浙江省贸易的影响，我们用外商投资对浙江省出口贸易贡献度来衡量其对浙江省出口的影响；“外商投资对浙江省出口贸易的贡献度”是指外商投资企业出口额在整个浙江省出口贸易总额中所占的份额，表明外商投资企业出口的作用力大小。
表1 1997-2008年浙江省外商投资对其出口贸易贡献度
|
年份
|
外商投资企业出口额
(单位：万美元)
|
浙江省出口额
(单位：万美元)
|
贡献度（%）
|
|
1997
|
246640
|
1011113
|
24.39
|
|
1998
|
268295
|
1086623
|
24.69
|
|
1999
|
332783
|
1287125
|
25.85
|
|
2000
|
534843
|
1994279
|
26.82
|
|
2001
|
709961
|
2297747
|
30.90
|
|
2002
|
919969
|
2941102
|
31.28
|
|
2003
|
1304773
|
4159499
|
31.37
|
|
2004
|
1964667
|
5814638
|
33.79
|
|
2005
|
2726282
|
7680353
|
35.50
|
|
2006
|
3795210
|
10089427
|
37.62
|
|
2007
|
4725567
|
12827293
|
36.84
|
|
2008
|
5426543
|
15426700
|
35.18
|
资料来源：根据各年《浙江统计年鉴》数据整理得到。
从表1可以看出，浙江省的外商投资的外贸贡献度处于上升趋势，在1997年外贸贡献度只有24.39%，而到2008年上升到35.18%，甚至在2006年高达37.62%,这说明外商投资企业对浙江省出口贸易的影响越来越大，但与此同时，外资企业对浙江省贸易贡献度增长的同时，说明内资企业出口的增长是下降的。
图 1 1997-2008年浙江省外商投资对其出口贸易贡献度
从图1可以看出浙江省的外商投资对浙江省的出口贸易贡献度呈明显的上升趋势，说明外商投资对浙江省的贸易出口起到了很大的作用。
（二）、外商投资企业出口贸易结构的变化
20世纪80年代中期以来，浙江省的外贸体制改革不断深化，市场化程度不断加深，从下表可以看出，浙江省的出口贸易结构不断优化，初级产品出口比重不断下降协整检验，而工业制成品出口比重不断上升，1986年初级产品和工业制成品比重分别是47.57%和52.43%，而到2008年初级产品的比重仅占3.62%,而工业制成品的比重占了96.38%,说明浙江省的贸易结构已得到极大的改善。
表 6 1986-2008年浙江省出口贸易结构的变化
|
年份
|
出口总额
（万美元）
|
初级产品
|
工业制成品
|
|
金额（万美元）
|
比重（%）
|
金额（万美元）
|
比重（%）
|
|
1986
|
109128
|
51914
|
47.57
|
57214
|
52.43
|
|
1987
|
123406
|
49367
|
40.00
|
74039
|
60.00
|
|
1988
|
149004
|
52443
|
35.20
|
96561
|
64.80
|
|
1989
|
187222
|
60287
|
32.20
|
126935
|
67.80
|
|
1990
|
218881
|
57423
|
26.23
|
161458
|
73.77
|
|
1991
|
290628
|
72968
|
25.11
|
217660
|
74.89
|
|
1992
|
357127
|
89678
|
25.11
|
267449
|
74.89
|
|
1993
|
432313
|
92765
|
21.46
|
339548
|
78.54
|
|
1994
|
608657
|
102764
|
16.88
|
505893
|
83.12
|
|
1995
|
769782
|
117539
|
15.27
|
652243
|
84.73
|
|
1996
|
804147
|
120415
|
14.97
|
673732
|
85.03
|
|
1997
|
1011113
|
149653
|
14.80
|
861460
|
85.20
|
|
1998
|
1086623
|
135235
|
12.45
|
951388
|
87.55
|
|
1999
|
1287125
|
146773
|
11.40
|
1140352
|
88.60
|
|
2000
|
1994279
|
195547
|
9.81
|
1748732
|
90.19
|
|
2001
|
2297747
|
193223
|
8.41
|
2104524
|
91.59
|
|
2002
|
2941102
|
205404
|
6.98
|
2735698
|
93.02
|
|
2003
|
4159499
|
244995
|
5.89
|
3914504
|
94.11
|
|
2004
|
5814638
|
320663
|
5.51
|
5493975
|
91.49
|
|
2005
|
7680353
|
381177
|
4.96
|
7299176
|
95.04
|
|
2006
|
10089427
|
445740
|
4.42
|
9643687
|
95.58
|
|
2007
|
12827293
|
485206
|
3.78
|
12342087
|
96.22
|
|
2008
|
15426700
|
558564
|
3.62
|
14868136
|
96.38
|
资料来源：根据各年《浙江统计年鉴》数据整理得到。
图2 1986-2008年浙江省出口贸易结构的变化
从图2可以很明显的看出，初级产品出口占浙江省出口的比重是下降的，而工业制成品占浙江省的出口时上升的，说明浙江省的出口贸易结构起到了很大的优化作用。
三、实证分析
（一）数据选取。由于FDI从进入东道国到对贸易结构产生影响需要一定的过程，所以数据样本数量的选取不宜过短，本文选取的样本数据是1986-2008年期间的年度数据，采用协整技术对FDI与浙江省贸易结构之间的关系进行经验分析。
（二）变量说明。变量FDI表示每年的实际利用外资金额，EXP表示每年初级产品出口额，EXM表示每年制成品出口额，出口商品结构以工业制成品出口额比初级产品出口额计算得来，以EXMP表示，汇率以人民币与美元之间的年均汇率，以R表示核心期刊目录。为消除数据中存在的异方差，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，且容易得到平稳的时间序列，因此对上述变量取自然对数。
(三)时间序列的平稳性检验。由于时间序列经常是非平稳的，检验结果容易出现“伪回归”所以需要对各变量进行单位根检验。本文采用ADF方法进行检验，检验结果见下表：
|
变量
|
检验形式（ C, T, K）
|
ADF检验统计量
|
5%临界值
|
结论
|
|
lnEXMP
|
(C, T, 1)
|
-3.555705
|
-3.644963
|
不平稳
|
|
DlnEXMP
|
(C, T, 1)
|
-4.794222*
|
-3.658446
|
平稳
|
|
lnFDI
|
(C, T, 1)
|
-2.019480
|
-3.644963
|
不平稳
|
|
DlnFDI
|
(0, 0, 0)
|
-2.054256*
|
-1.958088
|
平稳
|
|
lnR
|
(C, T, 0)
|
-0.532996
|
-3.254671
|
不平稳
|
|
DlnR
|
(C, T, 0)
|
-4.870981*
|
-3.261452
|
平稳
|
注：检验形式(C, T, P)分别表示单位根检验方程中的常数项，时间趋势和滞后项数，*表示通过了检验。
由表中可以看出lnEXMP,lnFDI,lnR在5%的显著性水平下都不能通过ADF检验，所以原序列都不是平稳的协整检验，而它们的一阶差分序列在5%的显著性水平下都通过了ADF检验，说明这些变量都是一阶单整序列，在此基础上可以检验序列的协整关系。
（四）协整检验。为了避免伪回归，就要对所建立的模型进行协整检验。如果对于时间序列都是相同单整的阶数，且某种线性组合使得线性组合的时间序列的单整阶数降低，则认为这些序列之间存在协整关系，协整是对于经济序列时间变量之间的长期稳定关系的描述。本文采用Johansen技术进行协整检验，把变量表示成向量形式Y=(lnEXMP,lnFDI,lnR)检验结果见下表：
Y系统的多元协整检验
|
特征值
|
零假设( )
|
备择假设（ ）
|
似然比统计量
|
5%临界值
|
|
0.849678
|
|
|
37.89950
|
21.13162
|
|
0.447099
|
|
|
11.85154
|
14.26460
|
|
0.029647
|
|
|
0.601910
|
3.841466
|
由上表可知，Y=(lnEXMP,lnFDI,lnR)在5%的显著性水平下拒绝了零假设，存在唯一的协整关系，协整向量 =（1，-0.744569，1.479391），所以所对应的协整方程为 ,上式也可写成
从协整方程中不难发现，从长期来看，FDI对浙江省出口商品结构优化具有正的效应，但汇率对浙江省出口商品结构优化具有负的效应。从协整方程的系数上看，FDI每增加1%，将对浙江省出口商品结构优化起到0.744569%的作用，汇率每贬值1%，将对它起到1.479391%的反作用，综上，FDI的增长促进了浙江省贸易结构的升级。
（五）误差修正模型的建立。协整检验已证明 协整检验， ， 之间存在长期稳定的均衡关系，但这种长期稳定的均衡关系是在短期波动的不断调整下形成的，所以可建立误差修正模型（ECM）来实现这种机制。根据，，之间的协整关系 ，
整理得误差修正模型为：
 （0.40997） （1.23624） （-1.18941） （-0.86668）
（0.94557） （-1.04467） （0.74275）（2.19544）
   
上式表明，短期内,,会偏离它们的长期均衡水平，但它们的关系会由短期偏离向长期均衡进行调整，协整关系对当期的浙江省贸易出口商品结构产生了调节作用，效应为0.066178调节作用，这一结论表明，保持系统协整关系的存在，能够有效促进出口商品结构的优化。
四、结论与政策建议
协整发现FDI与浙江省出口贸易结构之间存在长期的协整关系核心期刊目录。从误差修正模型上看，FDI与出口贸易结构之间的关系由短期偏离向长期均衡进行调整，效应为0.066178。FDI与浙江省出口贸易结构之间存在正相关关系，即浙江省出口贸易结构会随着FDI的增长而有所优化。FDI一方面通过浙江省的比较优势引起贸易出口的增加，从而促进贸易结构的优化，另一方面通过技术外溢效应促进浙江省内资企业不断提高生产率和产品生产质量从而促进出口贸易结构的不断优化。FDI对浙江省出口贸易的优化起到明显的推动作用。一是外商直接投资利用浙江省廉价的劳动力成本和丰富自然资源和优惠的引资政策大量生产出口商品，这些商品促进了浙江省贸易结构的优化，二是浙江省以民营经济为主的大省，大量的外商直接投资的流入带动了民营企业产品生产技术的提高，从而促进了贸易结构的优化。三是外资企业自身拥有的雄厚的资本协整检验，先进的技术，高素质的劳动力，形成了强大的竞争力，从而比内资企业更具有比较优势，具有促进出口商品结构的优化。
根据浙江省利用外资的现状，要继续提高FDI的贸易效应，促进浙江省贸易结构的发展，我们应该调整利用外资导向，优化产业结构，提高产业的竞争力。二是要促进加工贸易的转型升级，实现外贸增长方式的转变，促进经济的可持续发展。同时要注重高质量外商直接投资的引进，更多的引进外商投资企业先进的技术，加大高技术产品的出口。
参考文献
[1]RogerFarrell,Noel Gaston,and Jan-Egbert Sturm(2001):Determinants of
Japan’s foreign directinvestment:An industry and country panel study,1984–1998,the Journal ofJapanese and International Economics,18,2004
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