外商直接投资对吉林省出口贸易的影响

邹雨函 杨智行

【摘 要】本文研究运用图表数据描述吉林省利用外商直接投资的现状、特点，基于1985—2015年吉林省的有关数据，通过相关性分析、单位根检验、协整检验和VAR模型探讨吉林省FDI对吉林省出口贸易发展的影响，回归结果显示FDI和人均GDP对吉林省出口贸易额正相关，且FDI对出口额的影响逐渐加深，基于研究结果，提出了几点建议。

【关键词】外商直接投资；出口贸易；吉林省

改革开放以来，在FDI的利用方面，我国实现了从以资金缺口弥补为动机向以引进“资金+技术+人才+管理”为目标的转变。随着经济新常态的时代背景的发展，这种转变显得尤为重要。由于地理位置、历史背景、经济发展水平等因素的限制，吉林省长期以来在FDI吸引力、利用率水平以及投资分布等方面都落后于我国大部分省市及地区。研究这些问题对于探求吉林省经济的长期可持续发展之路十分重要。

一、文献综述

在目前的研究成果中，国际贸易与FDI之间的关系可以概括为替代关系和互补关系。支持替代关系的理论主要有垄断优势理论，内部化理论和国际生产折衷理论等。支持二者的互补关系的主要有格罗斯曼、日本学者小岛清和赫尔普曼等学者。

国外的学者通过对FDI对东道国对外贸易结构影响进行了实证分析，得出了不同的结论。蒙代尔（1957）提出贸易与投资之间存在替代关系；马库森（1983）和斯文森（1984）认为直接投资与商品贸易之间不仅存在替代关系，而且在一定的条件下还有着互补的关系。

国内学者的有关研究，包括国家层面上研究FDI对我国出口贸易额的影响、以及各省市的详细研究。此外，还有FDI对我国或各省市的不同产业的影响。在现有研究成果中，有关吉林省的详细研究较少。

刘恩专（1999）通过对1983-1997年的贸易数据进行回归分析，认为在华FDI的迅速增长能够明显促进出口贸易的增长，并提出了优化FDI产业结构可以促进出口的理论。刘宏平（2014）分析了2002-2011年的数据，认为我国外商直接投资是贸易促进型的，FDI不仅带来了资本流入、提高了就业率和我国企业的科技与管理水平等，也推动了中国的经济发展和对外贸易。

在于对FDI于吉林省之间关系的研究上，于晓琳（2007）通过Granger检验发现，吉林省的FDI与进出口贸易之间不存在Granger因果关系。李杰（2009）分析了吉林省1986-2008年的有关数据，认为吉林省外商投资和进出口总额之间保持着长期的均衡关系，二者之间同时存在着替代关系和互补关系。

总体上说，绝大多数学者主要研究宏观层面的FDI对国家或地区贸易的影响，对东道国某一特定产业进出口贸易的影响的研究则较为匮乏，有关吉林省的地区的，尤其是在FDI对出口竞争力及贸易结构的影响方面的研究少之又少。

二、吉林省吸引和利用FDI的特点

1.承接FDI规模较小

自1992年起，我国实际利用外商投资的规模迅速增加，吉林省实际利用FDI的比重呈现梯度增长的趋势。但由于吉林省的FDI总额较低，因此与部分发达省市相比仍有较大差距。我们可以看出吉林省吸引外资方面速度较为缓慢，与发达省市相缺乏一定的竞争力。

2.FDI省内分布不均，区域性集中

从吉林统计年鉴的数据上看，长春市的FDI占吉林省的一半的比重，吉林市与朝鲜族延边自治州的吸引FDI数额则排在二、三位，但二者占比仍然远低于长春市。由此可见，吉林省内FDI的分布格局在空间上的分布是不均匀的。仅长春、吉林、延边的FDI就占据了吉林省FDI相当大的比例，而其他地区的占比则相对较小。

3.FDI产业分布结构性失衡

吉林省的产业结构主要以第二产业为主，同时，随着第三产业的迅速发展，吉林省表现出了在经济发展新常态的时代背景下探索新的发展方式的可能性。吉林省三大产业承接FDI的比例差距较大，第二产业占比达80%以上，远远超过一三产业。理论上，为了在短时间内获得较大的利益并实现收益率的最大化，外商投资者往往倾向于投资时间短、收益率高、回报周期长的第二产业，这造成了吉林省各个产业承接的FDI严重在结构上的分布不均。

4.FDI来源地主要集中于亚洲

总体上，吉林省外商直接投资主要来源于亚洲，韩国、日本、新加坡等亚洲国家直接投资总额占到了80%。此外，由于延边地区的文化与韩国相近，这成为了韩国作为吉林省主要FDI来源地的原因之一。

三、实证分析

本文的研究主要基于1985—2015年吉林省的有关数据，运用Eviews软件，通过单位根检验、相关性分析、脉冲影响和协整检验分析来分析吉林省FDI和出口贸易的关系。其中，吉林出口贸易额（EX）为被解释变量，外商直接投资额（FDI）、进口贸易额（IM）、人均GDP（GDP）、人口数（POP）、汇率（REER）、财政收入总额（FIN）、物价指数（CPI）等变量作为解释变量，为了消除异方差，使得变量的线性趋势更加显著，我们对变量进行对数处理。

1.单位根检验

通过相关性回归，结果表明除LNCPI外，LNFDI与其他解释变量呈现出强相关的关系，因此继续進行逐步回归剩下LNFDI和LNGDP变量。

设定回归模型为：

由于在经济中的数据大部分是不平稳的，若直接对数据进行回归分析可能会出现“伪回归”的现象，因此现需要对原始数据进行单位根检验，并对其进行ADF检验。检验结果显示，变量并不平稳，但一阶差分后的序列均为平稳序列，因此需要进行协整检验分析。

2.协整检验

由于变量均是一阶单整，因此可以采用Johansen协整检验的长期关系进行检验，根据AIC、SC信息准则最小原则确定最优滞后阶数，协整检验时选择的滞后阶数则为最优滞后阶数减1。根据回归结果，选择最优滞后阶数为1，则协整检验滞后阶数选择为0，在此基础上，进行协整检验得到如下所示结果：

建立VAR模型后，为进行脉冲响应分析，需要到VAR模型的稳定性进行检验，只有在VAR模型稳定的基础上才可以进行脉冲响应分析及方差分解，对VAR模型的AR根进行检验，如果VAR所有根模的倒数都小于1，即都在单位圆内，则该模型是稳定的，若都在单位圆外，即模型是不稳定的，此时得到的结果有些是无效的。

从表中可以看出，AR根都在单位圆内，即估计的VAR模型是稳定的。

DLNFDI对DLNEX给予个了一个标准差的冲击作出响应，第1期响应为0，在第3期以前处于一个正向的冲击反应，在第2期达到正向冲击反应的最大值，在第4期以后冲击趋向于0。DLNGDP给予LNEX一个正向的冲击，LNGDP在第4期以前是正向的冲击反应，第2期达到最大值，随后趋向于0。

由LNEX的方差分解可以看出，受LNEX自身干扰影响的从第一期的100%降到第10期的94.307%，仍然占比较大的比重，受LNFDI与LNGDP干扰项的影响成分是不断增加的，由第一期的0.000%增加到第10期的5.433%、0.260%，从作用时滞上看，LNFDI、LNGDP对LNEX的影响均是比较持续的且增加的，从效应大小看，LNFDI影响占比较大。

四、结论

通过对模型的回归分析，我们发现FDI和人均GDP对吉林省出口总额的影响都是正向的，即外商直接投资越多，人均GDP越高，吉林省出口总额越高，这一结论是符合常理推断的。吉林省承接外商直接投资，为自身产业发展提供了充足的资金、技术以及管理经验，从而促进了产业的良好发展，增强了企业的对外竞争力，从而能够拉动出口产业的增长；另一方面，人均GDP与吉林省出口总额之间也具有较强的相关性，作为构成国内生产总值的一部分，出口总额的增长也会促进GDP的增长。

从格兰杰因果检验的结果来看，只能得到结论认为LNEX是LNFDI的格兰杰原因，而其他結果毕竟不显著。

从VAR模型的回归结果可以看到，LNFDI、LNGDP对LNEX的影响均是比较持续的且增加的，从效应大小看，LNFDI影响占比较大。换言之，吉林省FDI对吉林省出口总额的影响是显著地，并且这种影响能力还在不断上升。

参考文献：

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[4]奚君羊，刘卫江.外商直接投资的贸易效应实证分析[J]. 上海财经大学学报，2001，（06）：3-11.

[5]刘恩专.外商直接投资的出口贸易效应分析[J]. 当代经济科学，1999，（02）：65-70.

作者简介：

邹雨函（1997—），女，汉族，黑龙江省鹤岗市人，吉林大学经济学院2015级经济学专业在读本科生。

杨智行（1997—），男，汉族，广东省深圳市人，吉林大学经济学院2015级国际经济与贸易专业在读本科生。