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摘要：外商直接投资的变化会引起东道国出口增长的变化，进而影响东道国出口的稳定增长。通过采用1986—2010年我国各地区的面板数据，应用误差修正模型进行实证分析，发现无论是对于全国还是各地区，外商直接投资与出口均存在协整关系，外商直接投资均是出口贸易的长期Granger原因。但在短期内外商直接投资对东部地区和中部地区出口的影响比较明显，对西部地区的影响不明显。
关键词：外商直接投资 出口 稳定增长 误差修正模型
一、引言
改革开放之后我国出口贸易发展迅速，2009年我国已经成为世界第一大商品出口国。出口的快速增长固然能促进我国经济的快速增长，但出口增长的稳定性对经济的影响更加重要。在现实中外商直接投资对东道国出口贸易的影响既存在替代效应也存在互补效应，对东道国一个产业的技术进步的促进作用会渗透到其他部门，促进东道国各部门的技术进步，进而促进东道国出口贸易的稳定增长。吸引外商直接投资会影响我国的出口量和出口商品结构，进而影响我国出口稳定增长。外商直接投资对我国出口贸易的静态影响是蒙代尔指出的替代效应和小岛清指出的互补效应共同作用的结果。
由于不同国家和地区对来自国外的直接投资技术溢出的吸收能力有差异，外商直接投资对不同国家和地区技术进步的影响也必然不同，进而对不同国家和地区出口稳定增长的影响也会有差异。外商直接投资对我国整体出口稳定增长会带来怎样的长期和短期影响？对我国各地区出口稳定增长的长短期影响有哪些差异？ 分析这些问题对于保持我国出口稳定增长具有很强的现实意义。
二、文献综述
国内外学者采用不同的数据和方法就吸引外商直接投资对东道国出口增长的影响进行了分析，但由于不同学者依据不同国家的经验数据进行分析，最终得到的结论有一定的差异。
国内外大多学者认为外商直接投资能促进东道国的出口增长。许和连和赖明勇（2002）采用我国1979 —1999年间的年度数据，采用协整分析技术和误差修正模型（ECM）就外商在华直接投资与我国出口总额、初级产品出口以及工业制成品出口的关系进行实证分析。结果发现，从长期与短期来看，FDI都对我国出口贸易产生了积极的促进作用，并且对工业制成品出口的影响要显著大于对初级产品出口的影响，这说明FDI改善了我国的出口商品结构。冼国明和严兵等（2003）采用我国1983—2000年的年度数据，采用协整分析技术及granger因果关系检验等方法，对外商在华直接投资与我国出口的相关性进行了分析，发现外商直接投资与我国出口存在协整关系，我国出口是外商直接投资的granger原因，但外商直接投资不是出口granger的原因。李国荣（2006）利用我国改革开放以来到加入世贸组织之前的数据， 对外商直接投资与中国的出口规模、出口产品结构、出口产品竞争力等进行相关性分析，发现利用 FDI 规模的扩大促进了对外贸易规模的增加、出口产品竞争力的提升和出口商品结构的改善。戴志敏和罗希晨（2006）采用我国1985—2005年的数据进行了实证分析，发现外商投资对出口贸易的影响宏观上属于互补效应，同时，外商直接投资和商品出口额有双向的格兰杰关系，即两者互相影响。胡求光、黄平川（2008）的研究表明，外商直接投资对浙江省进出口贸易总额存在积极的拉动效应，对进出口商品构成产生明显的影响作用，通过提高加工贸易比重改变了浙江省的贸易方式结构，还在一定程度上促进了浙江外贸竞争力的提高。王博（2009）采用我国1983—2006年的年度数据，实证研究了外商直接投资（FDI）与出口增长、出口商品结构以及不同来源国的FDI对出口绩效表现的影响，结果表明外商直接投资不仅促进了我国的出口扩张，而且提升和优化了我国的出口结构，不同来源国的FDI 的出口绩效表现存在明显差异。
然而，也有一些实证分析发现外商直接投资并没用对东道国的出口起到促进作用。如Jun（1996）对1969—1993年吸收外商直接投资较多的发展中国家进行了实证研究，发现只有在新加坡，外国直接投资对该国出口具有明显的促进作用，而在哥伦比亚、哥斯达黎加、埃及、马来西亚、墨西哥和尼日利亚，外商直接投资与出口之间没有显著的相关性。
由现有的文献可以看出，国内尚缺乏文献从长期和短期两个方面分析吸引外商直接投资对我国各地区出口稳定增长影响的差异。我们将采用1986—2010年我国各地区的面板数据，采用误差修正模型对这些问题进行实证分析。
三、实证分析
（一）数据来源
选用的指标包括我国各地区实际利用的外商直接投资额和各地区的出口额。由于外商直接投资的作用有时滞性，我们这里使用实际利用外商直接投资的存量来衡量各地区吸引外商直接投资的情况。选取1986—2010年我国各地区的出口额反映出口的状况，各地区吸引外商直接投资存量反映外商直接投资状况。相关数据来自国研网数据库。用EXP表示出口的对数值，FDI表示吸引外商直接投资的对数值。分别对全国和各地区的数据进行实证分析，由于宁夏和西藏数据的缺失，将全国30个省市和自治区分为东部、中部和西部三个地区注。
（二）单位根检验
在对变量进行协整检验分析之前， 首先对变量进行单位根检验。我们采用LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP三种方法对FDI和EXP进行单位根检验。
单位根检验结果显示：LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP三种方法都没有拒绝EXP和FDI存在单位根的原假设，需要对EXP和FDI的一阶差分序列继续进行单位根检验，EXP和FDI的一阶差分序列ΔEXP和ΔFDI的统计检验值均小于显著水平下的临界值，拒绝ΔEXP和ΔFDI存在单位根的假设，ΔEXP和ΔFDI都是平稳的。所以，我们可以看出EXP和FDI均为一阶单整变量，符合协整检验和因果关系检验对变量平稳性的要求。
（三）外商直接投资与出口的面板协整检验
为了检验外商直接投资与我国出口是否存在长期均衡稳ΔFDI定的关系，需要对面板数据进行协整检验，采用Pedroni提出的7个检验统计量和Kao提出的ADF统计量判定外商直接投资与我国出口是否存在协整关系，检验结果如表1所示。 根据表1， 无论是从全部样本数据来看， 还是从东部、中部和西部面板数据来看大多数变量在10%的显著水平上通过了显著性检验，尽管个别统计量效果不好，但是在小样本中个别统计量不影响外商直接投资与出口之间存在长期协整的结论。
（四）误差修正模型检验
协整检验说明外商直接投资与我国出口之间存在长期均衡稳定的关系，并不能说明它们之间因果关系的方向。因此我们运用Engle和Granger（1987）提出的EG两步法，建立基于面板数据的误差修正模型来确定因果关系的具体方向。首先要估计出长期均衡模型：
EXPt=α+βFDIt+μt （1）
面板协整分析结果见表2，由协整分析结果可以看出，对于全国、东部地区、中部地区和西部地区，外商直接投资均与出口存在长期均衡的关系。
根据协整方程估计出残差项（μt）。然后建立误差修正模型检验Granger因果关系，具体模型见公式（2）。ΔEXPt=αm+■βmiΔEX-
Pt-i+■δmiΔFDIt-i+θmμt-1+ηit （2）
对于模型（2），如果θm显著不为0，说明外商直接投资是出口的长期Granger原因；如果接受原假设H0：δ1=δ2=0，则说明外商直接投资不是出口的短期Granger原因；考虑到t值的显著性以及残差的无自相关性， 通过对不同滞后期的模型进行检验， 将滞后项设为2。估计结果见表2。
由表2可以看出，对于东部地区来说，误差修正项系数为-0.07，且显著不为0，说明误差纠正机制发生，外商直接投资是东部地区出口贸易的长期Granger原因。ΔFDIt-1系数在84%置信度水平上显著，说明短期内外商直接投资是东部地区出口贸易的Granger原因；对于中部地区来说，误差修正项系数显著不为0，说明外商直接投资是出口的长期Granger原因。ΔFDIt-2系数在84%置信度水平上显著，说明外商直接投资在短期内是中部地区出口的Granger原因；对于西部地区来说，误差修正项系数在88%置信度水平上才显著，说明外商直接投资在88%置信度水平上是出口的长期Granger原因δ1=δ2=0。ΔFDIt-1、ΔFDIt-2系数不显著，说明外商直接投资在短期内不是出口的Granger原因。
四、结论和政策建议
由以上外商直接投资对东道国出口稳定增长影响的实证分析可以看出，外商直接投资会影响我国出口稳定增长，但由于我国各地区技术水平等各方面条件的差异，外商直接投资对我国各地区出口稳定增长的影响也有差异。外商直接投资对我国整体和各地区出口稳定增长的长期影响要比短期影响更加明显。就长期来看，无论是对于全国还是各地区，外商直接投资与出口均存在长期均衡的稳定关系，外商直接投资均是出口贸易的Granger原因，对东部地区出口的长期影响比对中部和西部地区的出口影响更明显；就短期来看，外商直接投资对我国整体出口增长影响不太明显，与西部地区相比，对东部地区和中部地区出口的影响相对比较明显。这主要是由于吸引外商直接投资对出口的作用受到东道国内在的经济环境及母国的投资动机等各种因素的影响。总体来看，外商直接投资促进了我国出口的稳定增长，但对各地区的影响有一定差异，这种差异进一步加大了东部地区与中西部地区的差距。因此，应增强中西部地区吸引外资的力度，同时根据各地区的优势提高吸引外资的质量，从而实现各地区出口的协调发展和平衡增长，进而缩小东部与中西部地区的差距。
注：
①东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南12个省；中部包括山西、内蒙、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南、湖北9个省；西部包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、新疆和9个省（区）
参考文献：
①Jun，K.and Singh，H.，“The Determinants of Foreign Direct Investment in Developing Countries”，Transnational Corporations，1996（August）
②戴志敏，罗希晨. 我国外商投资与出口贸易关联度分析[J]. 浙江大学学报（人文社会科学版），2006（6）
③胡求光， 黄平川. 外商直接投资对浙江省进出口贸易影响的实证分析[J]. 国际贸易问题， 2008（11）
④李国荣， 我国外商直接投资与出口贸易关系的实证研究[J]. 国际贸易问题，2006（4）
⑤王博，外商直接投资对我国出口增长和出口结构的影响研究：1983—2006[J]. 国际贸易问题， 2009（6）
⑥冼国明等. 中国出口与外国在华直接投资[J]. 南开经济研究， 2003（1）
⑦许和连，赖明勇. 外商直接投资对中国出口贸易影响的实证分析[J]. 预测，2002（2）
﹝本文受国家社会科学基金项目（项目编号：09CJY073）、教育部人文社科项目（项目编号：09YJC790183）和上海海事大学重点学科建设项目（项目编号：XR0101）资助﹞
（张秋菊，1977年生，河南省遂平县人，经济学博士，上海海事大学经济管理学院讲师。研究方向：国际贸易理论与政策）
关键词：外商直接投资 出口 稳定增长 误差修正模型
一、引言
改革开放之后我国出口贸易发展迅速，2009年我国已经成为世界第一大商品出口国。出口的快速增长固然能促进我国经济的快速增长，但出口增长的稳定性对经济的影响更加重要。在现实中外商直接投资对东道国出口贸易的影响既存在替代效应也存在互补效应，对东道国一个产业的技术进步的促进作用会渗透到其他部门，促进东道国各部门的技术进步，进而促进东道国出口贸易的稳定增长。吸引外商直接投资会影响我国的出口量和出口商品结构，进而影响我国出口稳定增长。外商直接投资对我国出口贸易的静态影响是蒙代尔指出的替代效应和小岛清指出的互补效应共同作用的结果。
由于不同国家和地区对来自国外的直接投资技术溢出的吸收能力有差异，外商直接投资对不同国家和地区技术进步的影响也必然不同，进而对不同国家和地区出口稳定增长的影响也会有差异。外商直接投资对我国整体出口稳定增长会带来怎样的长期和短期影响？对我国各地区出口稳定增长的长短期影响有哪些差异？ 分析这些问题对于保持我国出口稳定增长具有很强的现实意义。
二、文献综述
国内外学者采用不同的数据和方法就吸引外商直接投资对东道国出口增长的影响进行了分析，但由于不同学者依据不同国家的经验数据进行分析，最终得到的结论有一定的差异。
国内外大多学者认为外商直接投资能促进东道国的出口增长。许和连和赖明勇（2002）采用我国1979 —1999年间的年度数据，采用协整分析技术和误差修正模型（ECM）就外商在华直接投资与我国出口总额、初级产品出口以及工业制成品出口的关系进行实证分析。结果发现，从长期与短期来看，FDI都对我国出口贸易产生了积极的促进作用，并且对工业制成品出口的影响要显著大于对初级产品出口的影响，这说明FDI改善了我国的出口商品结构。冼国明和严兵等（2003）采用我国1983—2000年的年度数据，采用协整分析技术及granger因果关系检验等方法，对外商在华直接投资与我国出口的相关性进行了分析，发现外商直接投资与我国出口存在协整关系，我国出口是外商直接投资的granger原因，但外商直接投资不是出口granger的原因。李国荣（2006）利用我国改革开放以来到加入世贸组织之前的数据， 对外商直接投资与中国的出口规模、出口产品结构、出口产品竞争力等进行相关性分析，发现利用 FDI 规模的扩大促进了对外贸易规模的增加、出口产品竞争力的提升和出口商品结构的改善。戴志敏和罗希晨（2006）采用我国1985—2005年的数据进行了实证分析，发现外商投资对出口贸易的影响宏观上属于互补效应，同时，外商直接投资和商品出口额有双向的格兰杰关系，即两者互相影响。胡求光、黄平川（2008）的研究表明，外商直接投资对浙江省进出口贸易总额存在积极的拉动效应，对进出口商品构成产生明显的影响作用，通过提高加工贸易比重改变了浙江省的贸易方式结构，还在一定程度上促进了浙江外贸竞争力的提高。王博（2009）采用我国1983—2006年的年度数据，实证研究了外商直接投资（FDI）与出口增长、出口商品结构以及不同来源国的FDI对出口绩效表现的影响，结果表明外商直接投资不仅促进了我国的出口扩张，而且提升和优化了我国的出口结构，不同来源国的FDI 的出口绩效表现存在明显差异。
然而，也有一些实证分析发现外商直接投资并没用对东道国的出口起到促进作用。如Jun（1996）对1969—1993年吸收外商直接投资较多的发展中国家进行了实证研究，发现只有在新加坡，外国直接投资对该国出口具有明显的促进作用，而在哥伦比亚、哥斯达黎加、埃及、马来西亚、墨西哥和尼日利亚，外商直接投资与出口之间没有显著的相关性。
由现有的文献可以看出，国内尚缺乏文献从长期和短期两个方面分析吸引外商直接投资对我国各地区出口稳定增长影响的差异。我们将采用1986—2010年我国各地区的面板数据，采用误差修正模型对这些问题进行实证分析。
三、实证分析
（一）数据来源
选用的指标包括我国各地区实际利用的外商直接投资额和各地区的出口额。由于外商直接投资的作用有时滞性，我们这里使用实际利用外商直接投资的存量来衡量各地区吸引外商直接投资的情况。选取1986—2010年我国各地区的出口额反映出口的状况，各地区吸引外商直接投资存量反映外商直接投资状况。相关数据来自国研网数据库。用EXP表示出口的对数值，FDI表示吸引外商直接投资的对数值。分别对全国和各地区的数据进行实证分析，由于宁夏和西藏数据的缺失，将全国30个省市和自治区分为东部、中部和西部三个地区注。
（二）单位根检验
在对变量进行协整检验分析之前， 首先对变量进行单位根检验。我们采用LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP三种方法对FDI和EXP进行单位根检验。
单位根检验结果显示：LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP三种方法都没有拒绝EXP和FDI存在单位根的原假设，需要对EXP和FDI的一阶差分序列继续进行单位根检验，EXP和FDI的一阶差分序列ΔEXP和ΔFDI的统计检验值均小于显著水平下的临界值，拒绝ΔEXP和ΔFDI存在单位根的假设，ΔEXP和ΔFDI都是平稳的。所以，我们可以看出EXP和FDI均为一阶单整变量，符合协整检验和因果关系检验对变量平稳性的要求。
（三）外商直接投资与出口的面板协整检验
为了检验外商直接投资与我国出口是否存在长期均衡稳ΔFDI定的关系，需要对面板数据进行协整检验，采用Pedroni提出的7个检验统计量和Kao提出的ADF统计量判定外商直接投资与我国出口是否存在协整关系，检验结果如表1所示。 根据表1， 无论是从全部样本数据来看， 还是从东部、中部和西部面板数据来看大多数变量在10%的显著水平上通过了显著性检验，尽管个别统计量效果不好，但是在小样本中个别统计量不影响外商直接投资与出口之间存在长期协整的结论。
（四）误差修正模型检验
协整检验说明外商直接投资与我国出口之间存在长期均衡稳定的关系，并不能说明它们之间因果关系的方向。因此我们运用Engle和Granger（1987）提出的EG两步法，建立基于面板数据的误差修正模型来确定因果关系的具体方向。首先要估计出长期均衡模型：
EXPt=α+βFDIt+μt （1）
面板协整分析结果见表2，由协整分析结果可以看出，对于全国、东部地区、中部地区和西部地区，外商直接投资均与出口存在长期均衡的关系。
根据协整方程估计出残差项（μt）。然后建立误差修正模型检验Granger因果关系，具体模型见公式（2）。ΔEXPt=αm+■βmiΔEX-
Pt-i+■δmiΔFDIt-i+θmμt-1+ηit （2）
对于模型（2），如果θm显著不为0，说明外商直接投资是出口的长期Granger原因；如果接受原假设H0：δ1=δ2=0，则说明外商直接投资不是出口的短期Granger原因；考虑到t值的显著性以及残差的无自相关性， 通过对不同滞后期的模型进行检验， 将滞后项设为2。估计结果见表2。
由表2可以看出，对于东部地区来说，误差修正项系数为-0.07，且显著不为0，说明误差纠正机制发生，外商直接投资是东部地区出口贸易的长期Granger原因。ΔFDIt-1系数在84%置信度水平上显著，说明短期内外商直接投资是东部地区出口贸易的Granger原因；对于中部地区来说，误差修正项系数显著不为0，说明外商直接投资是出口的长期Granger原因。ΔFDIt-2系数在84%置信度水平上显著，说明外商直接投资在短期内是中部地区出口的Granger原因；对于西部地区来说，误差修正项系数在88%置信度水平上才显著，说明外商直接投资在88%置信度水平上是出口的长期Granger原因δ1=δ2=0。ΔFDIt-1、ΔFDIt-2系数不显著，说明外商直接投资在短期内不是出口的Granger原因。
四、结论和政策建议
由以上外商直接投资对东道国出口稳定增长影响的实证分析可以看出，外商直接投资会影响我国出口稳定增长，但由于我国各地区技术水平等各方面条件的差异，外商直接投资对我国各地区出口稳定增长的影响也有差异。外商直接投资对我国整体和各地区出口稳定增长的长期影响要比短期影响更加明显。就长期来看，无论是对于全国还是各地区，外商直接投资与出口均存在长期均衡的稳定关系，外商直接投资均是出口贸易的Granger原因，对东部地区出口的长期影响比对中部和西部地区的出口影响更明显；就短期来看，外商直接投资对我国整体出口增长影响不太明显，与西部地区相比，对东部地区和中部地区出口的影响相对比较明显。这主要是由于吸引外商直接投资对出口的作用受到东道国内在的经济环境及母国的投资动机等各种因素的影响。总体来看，外商直接投资促进了我国出口的稳定增长，但对各地区的影响有一定差异，这种差异进一步加大了东部地区与中西部地区的差距。因此，应增强中西部地区吸引外资的力度，同时根据各地区的优势提高吸引外资的质量，从而实现各地区出口的协调发展和平衡增长，进而缩小东部与中西部地区的差距。
注：
①东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南12个省；中部包括山西、内蒙、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南、湖北9个省；西部包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、新疆和9个省（区）
参考文献：
①Jun，K.and Singh，H.，“The Determinants of Foreign Direct Investment in Developing Countries”，Transnational Corporations，1996（August）
②戴志敏，罗希晨. 我国外商投资与出口贸易关联度分析[J]. 浙江大学学报（人文社会科学版），2006（6）
③胡求光， 黄平川. 外商直接投资对浙江省进出口贸易影响的实证分析[J]. 国际贸易问题， 2008（11）
④李国荣， 我国外商直接投资与出口贸易关系的实证研究[J]. 国际贸易问题，2006（4）
⑤王博，外商直接投资对我国出口增长和出口结构的影响研究：1983—2006[J]. 国际贸易问题， 2009（6）
⑥冼国明等. 中国出口与外国在华直接投资[J]. 南开经济研究， 2003（1）
⑦许和连，赖明勇. 外商直接投资对中国出口贸易影响的实证分析[J]. 预测，2002（2）
﹝本文受国家社会科学基金项目（项目编号：09CJY073）、教育部人文社科项目（项目编号：09YJC790183）和上海海事大学重点学科建设项目（项目编号：XR0101）资助﹞
（张秋菊，1977年生，河南省遂平县人，经济学博士，上海海事大学经济管理学院讲师。研究方向：国际贸易理论与政策）