外商直接投资对中国出口商品结构的影响研究.docx

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1、外商直接投资对中国出口商品结构的影响研究摘要：本文通过研究19932012年期间中国的外商直接投资、初级产品出口额以及工业制成品出口额的相关统计数据，采用ADF单位根检验、JOhanSen多重协整检脸以及VEC模型等计量经济方法，研究了外商直接投资对中国的出口商品结构的长期与短期的影响，发现外商直接投资与中国的出口商品结构存在长期稳定的均衡关系。因此政府应当采取各种措施，吸引外商直接投资，尤其是长期投资，通过发挥技术溢出效应与强化产业和行业政策进一步优化中国的出口商品结构。关键词：外商直接投资；出口商品结构；技术溢出Abstract:Inthispaper,weanalyzedthelong-

2、termandshort-terminfluenceofforeigndirectinvestmentonChinasstructureofexportcommoditiesbyusingmethodssuchasADFunitroottest,JohansencointegrationtestsandVECmultiplemodelsthroughrelevantdataoffrom1993to2012.Throughthestudy,Wefoundthatthereisalong-termstableequilibriumrelationshipbetweenforeigndirectin

3、vestmentandChinasstructureofexportcommodities.Therefore,thegovernmentshouldtakevariousmeasurestoattractforeigndirectinvestment,especiallylong-terminvestment.OptimizingthestructureofChinasexportsofgoodsbyleveragingtechnologyspilloversandstrengthentheindustrialandtradepolicyisalsoencouraged.Keywords:F

4、oreignDirectInvestment;StructureofExportCommodities;TechnologySpillover目录摘要IAbstract错误!未定义书签。一引言错误!未定义书签。二文献综述1三外商直接投资对中国出口商品结构影响的理论分析23.1 外商直接投资影响中国出口商品结构的直接途径23.2 外商直接投资影响中国出口商品结构的间接途径3四外商直接投资对中国出口商品结构影响的实证分析44.1 变量选取及数据处理44.2 变量的单位根检验44.3 协整分析54.4 误差修正模型6五结论与政策建议75.1 结论75.2 政策建议8参考文献9致谢10一、引言改革开放

5、以来，中国的对外贸易不但在量上得到了明显的增加，在质上也得到了显著地提升。1985年我国合同外资额为63.33亿美元，实际利用外商直接投资额为19.56亿美元，2011年我国实际利用外商投资额1160.1亿美元，与985年相比增加了59倍。2012年全国新批设立外商投资企业30000家左右，实际利用外资金额1117.2亿美元，成为世界第二大吸收外商直接投资的国家。在我国吸收外商投资增加迅猛的同时，我国出口商品结构也经历了以初级产品为主到以工业制成品为主的的转变。1985年我国出口商品中初级产品出口额为138.28亿美元，占出口总额的比重为50.6%,工业制成品出口额为135.22亿美元，占出口

6、总额的比重为49.4%。2012年，我国初级产品出口额为1005.58亿美元，占出口总额的比重为4.9%,工业制成品出口额为19481.56亿美元，占出口总额的比重为95.1%。可见我国出口商品结构已经得到改善。相对于传统理论指出的贸易的静态利益，新贸易理论和新增长理论强调出口贸易促进国内技术进步，提升全要素生产率等影响一国长期经济增长的动态效应。但是贸易尤其是出口贸易对一国经济增长的促进作用是有条件的，受到外部环境和内部条件的制约。其中，一个重要的影响因素是出口结构，因为出口结构反映了一个国家在世界生产和贸易格局中的位置和层次，以及影藏在出口结构背后的该国国内的经济结构和技术能力。中国的经济

7、体制改革是促使中国的出口商品结构优化的重要原因，而外商直接投资对于中国出口商品结构的影响更加不容忽视。外商直接投资的进入可以为我国带来大量资金,先进的技术和设备以及管理经验，能够扩大我国产品的出口。二、文献综述关于外商直接投资对中国的出口商品结构的影响,学者们选择了不同的指标用来度量出口商品结构优化程度。刘舜佳(2004),王洪庆和朱荣林(2005)利用工业制成品占出口比重的增加表示中国出口商品结构的优化，他们通过研究发现，利用外资对工业制成品的出口有正向的促进作用，而Wang等(2007)选取产品要素密集度变化来表示出口商品结构的优化，他们发现外商直接投资对中国资本与技术密集型产品的影响要明

8、显小于劳动密集型产品出口的影响。大部分学者的研究都表明，外商直接投资对中国出口商品结构具有优化作用。宋晓玲(2008)通过研究认为外商直接投资对中国工业制成品的促进作用大于其对初级产品的促进作用。段泽明(2010)认为相比于外商直接投资的直接作用，其技术溢出效应对出口商品结构有更为明显的影响。MUChieIl和Chedord998)则指出，外国资本所拥有的知识性因素是国内企业不具备的，可以在长时间内改变东道国的出口商品结构。江小涓(2002)通过对外资企业出口占中国总出口比例的纵向变化及高新技术产品在出口中地位变化的研究，得出了外商投资企业对扩大中国的出口规模和提升中国出口商品结构做出了突出贡

9、献的结论。总的来说，对这部分内容的研究涉及了理论研究及定性与定量的分析，定性分析从各个方面说明了外商直接投资可能对出口商品结构的影响，定量分析采用了相关分析与回归分析等方法分析了外商直接投资与出口商品结构两者之间的关系。这些分析都是以现实为依据，得出的结论也很具有说服力。但是，定量的分析方法一般都只建立了简易的线性回归模型，对模型的长期稳定性以及长期均衡对于短期波动的调整作用未作讨论。因此，本文将利用相关的统计资料，建立一个分析框架，利用Johansen协整模型与误差修正模型来研究外商直接投资对中国出口商品结构的长期均衡影响及长期效应对短期波动的调整作用，并得出相关结论。三、外商直接投资对中国

10、出口商品结构影响的理论分析(一)外商直接投资影响中国出口商品结构的直接途径尽管发展中国家的劳动力资源比较充裕并且价格相对低廉，劳动密集型产品具有一定的比较优势，但当地企业在出口劳动密集型产品时也会遇到一些问题。比如如何建立全面的营销网络与合适的营销策略，怎样迎合外国消费者市场的偏好，以及如何适应外国产品的包装、安全与检验方面的标准。在发达国家的消费品市场中，产品的包装与设计以及售后服务等外部差异往往会超过产品生产本身的差异，而发展中国家的产品在这些外在方面的缺乏往往构成了其进入发达国家消费品市场的关键障碍。外商直接投资能够通过实现包装设计等方面的外在标准来提高劳动技能型产品的出口质量，从而带来

11、这类产品的出口机会。（二）外商直接投资影响中国出口商品结构的间接途径1、外商直接投资的技术溢出效应技术溢出效应是指跨国公司在对东道国进行直接投资时，促进了东道国的技术进步从而为当地的经济增长做出了贡献，而跨国公司无法从这部分经济增长中获取全部的收益的情况。外商直接投资的技术外溢主要体现在三个方面：一是外商投资企业通过与国内企业的合作，使国内企业获得在技术、营销、产品方面的丰富知识，而无需支付任何费用；二是外商直接投资企业在东道国进行员工培训等而使东道国企业获得人力资本方面的技术外溢，同时也能引起员工的流动；三是在中国的外商投资企业通过大量的研发活动提高了中国的技术水平，增强了中国的产品竞争力与

12、贸易竞争力，从而优化了中国的出口商品结构。2、外商直接投资的产业结构升级效应产业结构升级效应，是指外商直接投资通过在发展中东道国建立起新的产业，促进东道国原有产业的升级，扩大优势产品的规模，增强东道国优势产业的国际竞争力，从而起到优化贸易结构的作用。改革开放以来，中国的高新技术产业得到了一定的发展。尤其是20世纪90年代中期以来，高新技术产业吸引了较多的外商投资。外商直接投资已经成为了推动中国的高新技术产业发展的重要力量。外资企业不但为中国带来了新的产业，而且带来了高新技术产业的激烈竞争，使得该行业的整体水平得到提升。越来越多的以中国国内市场为目标的外资企业的进入增加了中国国内市场的竞争压力。

13、竞争的加大使得外资企业与中国的内资企业进行不断的知识投资来提升各自的竞争力。这样整个行业的竞争力就得到了提高，技术能力薄弱的企业遭到淘汰。因此，外商直接投资促进了中国的产业结构升级，从而优化了中国的出口商品结构。四、外商直接投资对中国出口商品结构影响的实证分析（一）变量选取及数据处理本文选取年实际利用的外商直接投资金额（FDI）、每年的出口商品结构（EXMP）s年汇率（ER）这三个变量。其中EXMP=EXM/EXP,EXM为工业制成品的年出口额，EXP为初级产品的年出口额，因此EXMP代表了工业制成品的出口额与初级产品出口额之比。这样，EXMP的增加就可以理解为工业制成品出口额比重的增加与初级

14、产品出口额比重的减少。该指标用来衡量中国出口商品结构的优化。本文采用的外商直接投资额数据来自中国统计年鉴，出口商品结构数据由中国统计年鉴中相关的初级产品出口额与工业制成品出口额计算得出，汇率采用的是人民币兑美元的年平均汇率（数据来自中国统计年鉴）。本文选取的是1993-2012年期间的数据，并对各变量指标均取对数，并将变换后的数据分别记为InEXMP、InFDI、InER。经过对数变换能够缩小原变量之间的差异程度，并且能将原有数据的绝对误差变成相对误差，从而缩小残差的差异。（二）变量的单位根检验现实中，大部分经济变量序列通常是非平稳的，如果对数据直接进行回归分析，可能会出现所谓的“伪回归”现象

15、。因此，为了避免伪回归，确保估计结果的真实有效性，须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法是单位根检验。本文采用ADF检验对InEXMP、InFDI、InER三个变量分别进行单位根检验，用来检验这三个变量是否都具有一阶平稳性。检验结果如表1所示。表1ADF单位根检验结果变量检验形式ADF值5%临界值结论InEXMP(C,T,0)-0.990164-3.673616KDD(InEXMP)(C,N,O)-2.203224-1.961409I(O)InFDI(C,T,0)-1.989364-3.673616KDD(InFDI)(C,N,O)-2.910265-1.961409I(O)InER(C,T,0)-3.388428-3.673616KDD(InER)(C,N,0)-4.28812-1.961409I(O)注：本表中的ADF检验采用EVieWS6.0软件计算，检验形式中的（CTK）分别表示截距项，时间趋势项与滞后期数，N是指不包括截距项或时间趋势项，D表示一阶差分。I（I）表示一阶平稳。由表1可以得到，在5%的显著性水平下，InEXMP,InFDI,InER这三个变量的水平序列都是非平稳的，但它们的一阶差分序列都是平稳的，因此这两个序列可以进行Johansen多重协整检验。(三)协整分析在进行Johansen多重协整检验前，先将EXMPFDI作为内生