外商直接投资相关理论范文第1篇

摘要:江西的对外贸易和外商直接投资都取得了较快的发展。利用最新时间序列数据，通过回归分析和Granger因果检验方法，对江西对外贸易与外商直接投资之间的相互关系进行实证分析，认为江西对外贸易与外商直接投资尽管能够相互促进，但它们之间并不存在因果关系。 关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策 改革开放以来，江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看，江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性，但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据，对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析，并提出相应对策建议。 一、相关研究回顾 贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体，微观上两者有分工又有共同的行为目标，宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明，2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中，而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此，传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的，国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题，国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象，出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂，2004)。美国哈佛大学教授Vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架，但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论，它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止，理论上已经形成了Mundell(1957)的替代论、K.Kojima(1977)的互补论、Patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。 国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(Adler and Stevens，1974;Gopinath eta1.，1999)，大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。R.E.Lipsey and M.Y.Weiss(1981)、G.C.Hufbauer(1994)、Gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较，结果发现，在整个时间跨度中，出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。Gokdberg and Klein(1998)、Eaton and Tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究，都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。Blomstrom、Brenton、Narula and Wakelin等分别用发达国家的数据对FDI与东道国对外贸易的关系进行了实证研究，结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。Nakamura等和Maryamiti等分别于1998年和2000年对FDI与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验，也均认为两者呈互补关系。 20世纪90年代以来，国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究，普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系，FDI对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对FDI与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为，FDI有利于优化我国的出口商品结构，提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2011年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析，结果表明，外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然，学者们的研究结果也并非完全一致，如Goldberg and Klein于1998年的另一实证研究发现，美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额，两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内FDI流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用，但短期内对出口的影响不显著。 综观国内外的相关研究成果，大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究，而就我国各地区的相关研究较少，虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨，但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深 入研究。因此，本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。 二、江西贸易投资一体化的实证分析 (一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析 1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小，但是这一比重呈现上升趋势，能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大，回归分析也证明了这一点。 (1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大，在对外贸易总额中所占比重不断提高，将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一，近些年来，江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年，江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元，增加了24倍，年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快，从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元，年均增长率为62.5%。第二，江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%，13年增加了40.7个百分点。从1999年开始，这一比重大多维持在1/5以上，1999-2007年年均比重为25.5%。因此，江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。 (2)回归分析显示，江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用，本文利用江西1987-2007年的时间序列数据，以进出口总额(TR)、出口额(EX)、进口额(IM)为被解释变量，以外商直接投资(FDI)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出: 第一，外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用，且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年，江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51，即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见，外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。 第二，外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出，无论是进出口总额，还是单独就出口和进口而言，1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30，都明显小于1987-2007的边际倾向，说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。 2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响，本文依据江西1987-2007年的时间序列数据，分别以初级产品出口额(EXP)、工业制成品出口额(EXI)、初级产品进口额(IMP)、工业制成品进口额(IMI)为被解释变量，以外商直接投资额(FDI)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构，对进口商品结构影响不大。 (1)从出口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与工业制成品出口(EXI)之间有着密切的线性关系，江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29，说明外商直接投资每增加1%，平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(EXP)之间的回归系数没有通过显著性检验，说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此，江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用，有利于优化出口商品结构。 (2)从进口商品结构来看，江西的外商直接投资(FDI)与初级产品进口(IMP)、工业制成品进口(IMI)之间都有着密切的线性关系，初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49，说明外商直接投资每增加1%，平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%， 两者相差不大，说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。 (二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析 为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用，本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据，以外商直接投资(FDI)为被解释变量，分别以外贸总额(TR)、出口(EX)、进口(IM)为解释变量，分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出，各回归结果的R2值、F检验值和T检验值都比较显著，说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。 (三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析 从以上分析可以看出，江西外商直接投资促进了对外贸易的发展，而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是，它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。 1.研究方法和数据来源。 (1)Granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为，如果X是Y的Granger原因，但Y并不是X的Granger原因，则X的过去值应该能够帮助预测Y的未来值，但Y的过去值不应该能够帮助预测X的未来值。因此，Granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值，能否增加解释力度。根据Granger因果分析的假设前提，所分析的数据要求是平稳的时间序列，因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。 (2)本文的样本区间为1987年至2007年，所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征，为了消除时间序列中存在的异方差现象，对变量进行对数变换。 2.实证结果分析。 (1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即ADF检验来进行平稳性检验，原始序列的ADF值均大于临界值，说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的ADF值均小于5%、10%显著水平的临界值，说明序列经过差分后达到平稳，因此，可用其一阶差分进行因果关系检验。 (2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的，因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过Granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出，江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额，还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在Granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展，对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入，但是由于江西的对外贸易与外 商直接投资的总量毕竟相对还较小，并不能构成彼此发展的主要原因。 三、结论与对策建议 通过以上实证分析，本文得出如下结论和建议: 第一，江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系，能够相互促进。一方面，江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展，而且回归分析显示，这种作用正在不断加强;同时，江西外商直接投资能够改善出口贸易结构，但对进口贸易结构影响不大。另一方面，江西无论是出口贸易、进口贸易，还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用，但这种作用正在不断减弱。 第二，尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用，但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们，江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面，江西利用外商直接投资总额还太小，而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小，其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高，其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面，江西的对外贸易发展也相对落后，外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等，而不是其对外贸易的发展程度，因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力，不能构成其Granger原因。 第三，要努力协调外贸与外资政策，促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下，对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部 分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面，而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素，使其同步发展，逐渐实现一体化。因此，江西在制定经贸政策时，就必须要使外资政策和外贸政策协调一致，这样才能发挥政策的合力，才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一，由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分，因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二，由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重，而且要远远高于内资企业的加工贸易比重，因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重，改善贸易方式结构。第三，引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业，也将会提升江西产业结构，从而提高国内企业的出口竞争力，改善出口商品结构。第四，逐渐实现外商直接投资来源多元化，可以扩大江西的外贸渠道，有利于推动江西的出口市场多元化。

外商直接投资相关理论范文第2篇

关键词：国际贸易；国际直接投资；贸易与投资关系

在贸易方面，2013年中国货物进出口4.16万亿美元，同比增长7.6%，居世界首位。在投资方面，根据《2013年度中国对外直接投资统计公报》，中国对外直接投资增长迅速，2013年突破千亿美元，同比增长22.8%。与此同时，投资覆盖的国家（地区）更为广泛，截至2013年底，中国1.53万家境内投资者在国境外设立2.54万家直接投资企业，分布在全球184个国家（地区）。在“走出去”的战略指引下，中国对外直接投资发展势头良好。

在这样的背景下，挖掘投资与贸易的关系显得更为重要，两者之间的关系对中国的经济增长和发展产生直接影响。中国对外直接投资的方式和目的多种多样，这些投资对贸易是产生正向的补充和创造作用还是负面的挤出和替代效应，有待实证。

一、文献综述

1.国际贸易与国际直接投资的替代关系理论

在1960年海默首次突破自然禀赋理论解释了美国公司对外直接投资行为后，FDI理论进入国际生产分工的理论阶段，经众多学者发展成为垄断优势理论。在市场不完全的基础上，企业特定优势成为其对外直接投资的必要条件之一。

弗农将跨国公司对外投资的行为解释为对出口贸易的替代。该理论分析了跨国公司在创新期、成熟期和标准化时期的对外投资的行为。但该理论局限于跨国公司制造业产品，并且不适用于解释发达国家直接互相投资的行为。

蒙代尔（1957）利用标准国际贸易模型研究证实投资与贸易的替代关系，即当OFDI不能发生时对贸易的影响。证明了对国际贸易的阻碍会促进资本的流动，而对资本流动的限制则会促进国际贸易。

2.国际贸易与国际直接投资的互补关系理论

小岛清的理论基于日本对美投资，强调国际生产分工，并指出国际资本流动还包括技术、人力资本、管理经验等。赫尔普曼和克鲁格曼都支持贸易创造理论，认为在规模报酬递增的条件下，跨国公司在专利技术、管理方式上具有专有优势，会与其海外子公司产生大量的公司内贸易。Lipsey等在80年代的研究证实了海外生产和母国出口具有互补关系，在2000年对日本、瑞典、美国的跨国公司的研究证明了OFDI与贸易互相补充的观点。

3.国际贸易与国际直接投资的权变关系理论

权变关系理论综合了以上两种观点，认为贸易与投资的关系存在“门槛”，而不具有统一解释。陈立敏（2010）汇总了一些国外学者的观点，例如Bergsten（1980）认为，投资与贸易替代或互补是由国际化投资程度决定的，而Markuson和Svenson（1985）的观点是二者关系取决于贸易与非贸易要素之间是否合作。Gray（1998）指出，对外投资的动机和类型直接影响了它与贸易的关系，Head与Ries（2001）指出对外投资的水平或垂直决定了它与贸易的关系。Blonigen（2001）的研究认为，投资与贸易的关系与投资的短期和长期效应有关。Svenson（2004）指出，这与其涉及的产业分类精细化程度有关。

二、实证分析

1.变量选取

本文研究内容是中国对外贸易与国际投资行为的关系，因变量为中国对外贸易金额，自变量为中国对外直接投资（ODFI）和外商对中国直接投资（FDI）。与贸易有关因素还有很多，如一国GDP和人均GDP，鉴于以往学者的研究，可以很清晰地认识到这些变量与OFDI和FDI有着显著的回归关系，因而本文只选取OFDI和FDI为自变量。

本文选取我国2004年～2012年对北美洲、拉丁美洲、欧洲、非洲、亚洲、大洋洲的贸易及投资数据。其中贸易指标为中国对各地区海关货物进出口总额（万美元），投资数据来源于《中国对外直接投资统计公报》。

2.实证检验

（1）模型建立

由于本研究使用面板数据，本文采用ADF检验法对进行单位根检验，最优滞后期由SIC原则自动判断。得出结论：序列在10%的显著性水平下均为一阶单整。

其中i代表地区，j代表时间。TRADEij表示j年中国对i地区的海关货物进出口总额，OFDIij为j年中国对i地区的对外直接投资流量，FDIij表示j年i地区对中国的实际投资额。

此时R2为0.84，表明中国对外直接投资和外商对华实际投资对贸易额具有较好的解释作用。模型可表示为：

经检验，模型不存在异方差，具有一阶序列相关性。修正后不再具有序列相关。此时模型应为：

（2）模型分析

FDI每增长一万美元，双边贸易额就会增加十万美元，而OFDI每增长一万美元，会使贸易额增加二万八千美元。可以看出，中国对外直接投资和外商对华直接投资对于国际贸易具有正向的影响，且外商对华直接投资对于贸易的促进作用更大。

根据新新贸易理论，投资与贸易一体化的原因在于公司内贸易和产业内贸易。产业内贸易通过企业专业化和规模化促进增长。公司内贸易则说明，先有对外投资才有贸易产生，因此投资是贸易的先导。但一般理论认为，在中国是贸易先行的。中国对外直接投资起步较晚，基本遵循贸易在前为投资积累经验、熟悉市场，再进行对外直接投资。根据实际情况和理论分析可以看出，外商对于中国的投资目的在于产业转移，而中国对外直接投资尚不具有这样的性质。并且，外商对华直接投资增加了跨国公司位于中国的子公司对机械设备和技术等方面的需求，从而拉动了中国与投资母国之间的贸易。

三、结论与建议

中国一直以来是吸引外商投资的大国，同时对外直接投资增长迅速、区域分布广泛，在各个行业都有所涉及，但集中于资源和初级产品制造。中国对外贸易总额持续大幅上涨，在政策导向下，商品结构也发生调整和优化。

通过实证分析，本文证实中国对外直接投资和外商对华投资与国际贸易之间是促进关系。根据学者们的研究可以发现，不同行业和不同类型的投资对于贸易的影响有所不同。对于一国贸易而言，对外直接投资应当能带来更多经济效益，我国对外直接投资营收略显不足。

因此，应当根据国际经验选择适当的对外投资方式，使对外贸易和对外直接投资同步增长，彼此促进，更好更快的带动我国国民经济的全面发展。应该协调贸易政策和投资政策，积极发展对外直接投资，从监管体系、对外直接投资的规模等方面全面提高对外直接投资质量，扩大对外贸易，推动我国跨国公司的建设与发展，提高跨国经营企业综合竞争力，尤其注重提高企业创新能力，培养国际化人才，同时规范海外企业经营，提升经济效益，选择适当的国际化战略。

参考文献：

[1]陈立敏.贸易创造还是贸易替代：对外直接投资与对外贸易关系的研究综述[J].国际贸易问题，2010（4）：122-128.

[2]党远鸿.中国对外直接投资与对外贸易关系研究[D].上海：华东师范大学，2009.

[3]陈鑫.我国国际贸易与外商直接投资相互影响研究[D].江苏：苏州大学，2013.

[4]Mundell，R.A.（1957）：International Trade and Factor Mobility，Ameri can Economic Review.

[5]Markuson，James R.and James R.Melvin（1983）：Factor Movements and Commodity Trade as Complements.Journal of International Economies，13：341-356.

外商直接投资相关理论范文第3篇

一、文献回顾

迄今为止，虽然对各国对外贸易与对外直接投资关系的研究为数众多，但众多的理论分析所得出的代表性结论只有二个：一是以芒德尔为代表的相互替代关系理论(Mundell,1957)；二是以小岛清(1987)为代表的相互补充关系理论。芒德尔于1957年提出了著名的贸易与投资替代模型。芒德尔认为，由于受贸易保护主义的影响，一国的对外贸易常常遇到难以逾越的障碍，而对外直接投资可以有效地避开贸易壁垒，成为对外贸易的替代物，从而也就出现了“贸易替代型对外直接投资”。而小岛清的互补模型则认为，国际直接投资并不是对国际贸易的简单替代，而是存在着一定程度上的互补关系：在许多情况下，国际直接投资也可以创造和扩大对外贸易。小岛清模型的基本含义是：在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，一国对另一国的直接投资可以扩大对方的生产可能性边界，改变双方的比较优劣势的态势，从而直接创造了对外贸易。无论是芒德尔的替代模型，还是小岛清的互补模型，都是从传统理论的分析框架上衍生出来的，并没有经过实证的检验。这既有统计数据残缺不全的限制，也有统计方法与工具上的瓶颈。

从总体上看，对外直接投资与投资国对外贸易之间的互补性要大于替代性，为数不少的经验统计显示，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的。Lipsey、Ramstetter和Blomstrom(2000)依据日本、美国、瑞士的统计数据，研究了这些发达国家对外直接投资对母国出口贸易的影响。研究结果表明，发达国家的对外直接投资对同行业的国际贸易更多地显示的是正面的积极影响。Markuson(1983)和Svensson(1984)对要素流动和商品贸易之间的相互关系做了进一步的分析,指出它们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作的”，如果两者是合作的,那么，贸易和投资表现为互补关系，如果两者是非合作的,那么，贸易和投资表现为替代关系。以上主要是对发达国家国际贸易与对外直接投资关系的理论分析,而对于有其自身特点的发展中国家的对外直接投资和国际贸易关系的分析,最具代表性的是Agarwal(1986)对印度进行的分析，研究结果表明，对外直接投资对贸易既有积极影响又有消极影响。

上述结论的差异表明，在对外直接投资与对外贸易之间并不存在清晰的替代或互补关系，且这些研究大多数是针对发达国家，对于处在转型经济的中国来说意义甚微。由于国内对对外直接投资与对外贸易关系的实证研究甚少，而具体到某一省份对两者关系的研究更鲜有人为之，本文试图弥补这方面的不足。本文基于浙江省的历年统计数据，采用协整分析方法，分析对外直接投资对国际贸易的影响，研究两者之间的长期均衡关系，并在此基础上，建立误差修正模型，研究两者之间的短期均衡关系。

二、实证分析

（一）数据选取

由于浙江省对外直接投资起步较晚，加之统计数据并不完善，样本仅设定在1989－2005年之间。本文选取浙江年鉴和2005年浙江省国民经济和社会发展统计公报中的对外直接投资额（CFDI）衡量对外直接投资量，以外商直接投资（FFDI）衡量外商对浙江省直接投资量，以出口额（EX）、进口额（IM）来衡量对外贸易。蔡锐和刘泉(2004)认为,FFDI在中国发挥作用时，中国的吸收能力存在时滞问题,同理,浙江省对外直接投资的效应也可能存在时滞问题。所以本文在模型中加入了到上一年度为止累计的浙江省内外向对外直接投资值总和(ACFDI、AFFDI)。同时浙江省经济增长较快,其影响不容忽视,于是引入变量“浙江省生产总值指数（GDP）”来度量浙江省经济规模和经济增长。

（二）时间序列的平稳性检验

在对经济变量的时间序列进行最小二乘回归分析之前，首先要进行单位根检验，以判别序列的平稳性。只有平稳的时间序列才能进行回归分析。在此对序列采用ADF检验，其结果见表2。由表2可知，LnGDP、LnCFDI、lnACFDI分别在1%、5%、10%的显著性水平上通过了平稳性检验，表明这些变量是平稳的时间序列变量，即零阶单整。LnEX和LnIM在5%的显著性水平上都没有通过平稳性检验，而其差分后的两个变量在5%的显著性水平上都拒绝了存在单位根的假设，表明这两个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整。同理可知，LnAFFDI差分后在10%的显著性水平上拒绝了存在单位根的假设，表明该变量也是一阶单整。对LnFFDI进行二阶差分后，在5%的显著性水平上通过平稳性检验，即二阶单整。

综上所述，序列lnEX、lnIM、lnCFDI、lnACFDI、lnFFDI、lnAFFDI、lnGDP均为二阶单整序列。依据协整理论，对于通过平稳性检验且为同阶单整序列来说，可以进行协整检验，分析它们之间的协整关系。

（三）协整检验

近年来，不少国内外研究对外直接投资与对外贸易关系的文献均重视对外直接投资对出口的拉动作用，着重分析两者直接的相互影响关系，得到出口贸易与对外直接投资有长期均衡关系而进口与对外直接投资没有长期稳定关系（张如庆,2005）。其研究的重点只放在对外直接投资对出口贸易的作用上，低估甚至忽视了对外直接投资对进口贸易的滞后推动作用。因此，本文为避免忽视进口的作用，首先单独分析浙江省对外直接投资及其滞后因素、外商直接投资及其滞后因素与出口、进口之间的关系，建立如下模型：

lnEXt=a0+a1lnCFDIt+a2lnACFDIt+a3lnFFDIt+a4lnAFFDIt+a5lnGDPt+ε1t（1）

lnIMt=b0+b1lnCFDIt+b2lnACFDIt+b3lnFFDIt+b4lnAFFDIt+b5lnGDPt+ε2t（2）

综合考察这些变量之间的协整关系,并依据DW值与t值，运用向后回归法进一步筛选可以被替代的变量，删除t值不显著变量，同时消除模型中的多重共线性和自相关。

对浙江省对外直接投资、外商直接投资（解释变量）与出口额、进口额（被解释变量）做OLS回归分析，结果见表3。其残差序列平稳性检验结果如表4所示。

回归方程(1)表示LnEX与LnCFDI、LnFFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系；回归方程(2)表示LnIM与LnCFDI、LnAFFDI、LnGDP之间的线性关系。根据表3与表4结果，可以得出如下结论：

浙江省对外直接投资额、外商直接投资额对出口总额、进口总额的作用较显著，模型拟合优度较高，且不存在序列相关与异方差。模型估计式(1)、(2)的残差序列为平稳性，变量lnEX、lnIM与lnCFDI、lnFFDI、LnGDP之间存在协整关系，即浙江省对外直接投资、外商直接投资与对外贸易存在长期稳定关系。

由回归方程(1)可知，CFDI每增长1%，EX将增长0.0709%；FFDI每增长1%，EX将增长2.5622%；AFFDI每增长1%，EX将减少0.312821%；GDP每增长1%，EX将增长2.2407%。原因在于浙江省的对外直接投资(CFDI)起步较晚，相对于外商直接投资(FFDI)来说总量较少，所以对出口的贡献程度没有外商直接投资来得明显，但由回归结果可知，对外直接投资已经对出口贸易产生了正向影响，即通过对外直接投资，带动了浙江省出口贸易的发展；从短期来看，当年外商直接投资对出口贸易产生正向影响，而从长期来看却对浙江省出口贸易产生负面的影响，与一般看法和直接统计结果相反。这从一个侧面反映了外商直接投资中跨国公司赚取垄断利润的动机越来越明显，市场导向型外商直接投资与出口贸易的替代作用将逐步显现。

由回归方程(2)可知，CFDI每增长1%，IM将增长0.054923%；AFFDI每增长1%，IM将减少0.241292%；GDP每增长1%，IM将增长2.333%。同理，浙江省的对外直接投资(CFDI)对进口的贡献程度也没有外商直接投资来得明显，但由回归方程可知，浙江省对外直接投资导致了进口的增长,说明对外直接投资中为了获得自然资源、技术与管理经验的投资对浙江省进口贸易有一定的促进作用，符合浙江省自然资源相对缺乏、原材料稀少的实情，从而带动了浙江省进口贸易的发展；而外商直接投资对浙江省进口贸易产生负面的影响，说明更多的外商在浙江省实现了生产和销售的本土化,需要进口的原料更多地来自本土,从国外的进口减少了。

（四）误差修正模型

误差修正模型（ErrorCorrectionModel）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在着长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。

由协整检验可以知道浙江对外直接投资额、外商直接投资额、浙江省生产总指数与进、出口贸易之间存在着惟一的协整关系，因此可对各模型分别建立误差修正模型，结果如下：

lnEXt=0.027ΔlnCFDIt+0.099ΔlnFFDIt-0.346ΔlnAFFDIt+2.412ΔlnGDPt-1.062ECMt-1

t:(0.839666)(1.154311)(-2.395444)(5.941397)(-3.837613)（3）

lnIMt=0.042ΔlnCFDIt-0.313ΔlnAFFDIt+2.425ΔlnGDPt-1.115ECMt-1

t：(1.332574)(-2.847501)(6.042488)(-3.679680)（4）

在误差修正模型(3)中，协整关系对EX的增长起到了反向修正作用，当超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，则误差修正作用降低了当期EX(弹性系数为-1.062)，EX的动态调整过程具有一定稳定性，而且误差修正模型ECM项对应t值较高，说明浙江对外直接投资、外商直接投资与出口贸易之间短期比较稳定。

在误差修正模型(4)中，协整关系对IM的增长也起到了反向修正作用，当IM超出对外直接投资的均衡约束(ECMt-1)时，修正作用也降低了当期IM(弹性系数为-1.115)。IM的动态调整过程具有稳定性，这体现着短期内浙江对外直接投资、外商直接投资与进口贸易的稳定关系。

三、结论与建议

外商直接投资相关理论范文第4篇

关键词:外商直接投资;经济增长;计量经济模型;因果检验

一、引言

许多经济学者已经就FDI对东道国(地区)经济带来的影响作过实证的研究分析。许多学者认为,在国内资金充裕、外汇储备较多的条件下,强劲的外商外商直接投资投资可能会导致外资对内资的挤出效应、产生行业垄断、阻碍民族工业发展,对国家经济发展产生负面作用。

具体到外商直接投资与我国经济增长的问题,国内外学者也进行了不少研究,Dayal-Gulatiand and Aasim(2000)认为,中国不同地区导致了技术转移的外商外商直接投资投资类型对经济增长有强烈推动作用,相对富裕的东部、南部地区由于相对繁荣和具有较发达的基础设施更能够吸引外商外商直接投资投资,从而使外商直接投资提高了经济增长收敛的速度。

陈国宏、郑兆镰、桑赓陶(2000)运用因果关系检验法和协整关系检验法对中国1981年以来FDI与技术转移的相互关系进行经验研究,认为中国FDI是技术进步的重要原因。归纳来看,以上分析虽然在分析方法、数据来源和选区时段上各不相同,但结论基本相同,即外商直接投资对中国经济增长有着显著的促进作用。

本文在理论分析的基础之上,试图以上海市1986-2008年外商直接投资和经济增长的数据为基础,对两者的关系进行计量分析,为上海市加大招商引资力度,从而加快发展经济提供实证依据。

二、FDI对上海市经济增长的计量分析

(一)时间序列数据分析

本文方程所依据的数据是1988-2008年的统计数据,根据国民经济核算的支出法,GDP包括三部分:消费C,投资I以及净出口J。在文中我们用社会消费品零售总额来衡量消费C,用全社会固定资产投资来衡量投资I。本文把外商直接投资FDI做为解释变量,分别以社会消费品零售总额C、全社会固定资产投资I和净出口J为被解释变量,建立双对数计量经济模型.

ln(C)=4.3346+0.5427Ln(FDI) (1)

R2=0.8418 AdR2=0.8335 F=101.1228

ln(I)=3.6507+0.6816Ln(FDI) (2)

R2=0.9214 AdR2=0.9173 F=222.7606

ln(J)=3.9522+0.2843Ln(FDI) (3)

R2=0.3066 AdR2=0.2435 F=4.8634

根据回归方程(1)、(2)、(3)可以看出外商直接投资FDI每增加1%,平均而言,上海市的社会消费品零售额C、全社会固定资产投资I、净出口J分别增长0.5427%、0.6816%、0.2843%。外商直接投资是通过促进这三方面的增长而促进GDP的增长,其中对全社会固定资产投资影响最大,这是因为外商直接投本身就是全社会固定资产投资的一部分,对净出口影响非常小,两者之间的统计关系不是很显著,对社会消费品零售总额影响也较大,这是因为外商直接投资主要流向当地一些内销型企业以及服务行业等。若直接对GDP和FDI作双对数回归模型可得:

ln(GDP)=4.9702+0.60041n(FDI)(4)

R2=0.8137 AdR2=0.8039 F=82.9828

由回归方程(4)可知,FDI与GDP增长之间相关性很密切,GDP对FDI的弹性值为0.6004,这说明从1988年到2008年间,FDI每提高1个百分点,平均而言上海市的GDP将增长0.6004%,FDI解释了GDP的81%的变动,

这些数据表明从整体看,外商直接投资对上海市经济增长做出了一定的贡献。

(二)FDI与经济增长之间的Granger因果检验

根据背景数据,我们选择滞后期为1,2,3,4进行外商直接投资与经济增长之间的Granger因果分析,得出检验结果:在5%的显著性水平下,当滞后期为1,2,3,4时,存在FDI到GDP的单向因果关系,但是GDP到FDI的单向因果关系并不显著。但随着滞后期的减少,这种因果关系总体上有增强的趋势。由此可以看出上海市FDI的长期效应要大于短期效应。FDI的大量流入,加速了上海市的资金积累,有利于增加可用于投资的储蓄,对于促进资本的形成和GDP增长有直接的贡献,同时本地的经济发展了,必然会使投资环境有所改善,从而才能够吸引更多的FDI为经济增长做贡献。

三、结束语

以上分析表明,外商直接投资是上海市经济增长的原因之一。因此,加大招商引资力度是加快上海市经济增长的重要手段。要增强外商直接投资对上海市经济增长的影响和促进作用,建议注意以下几个方面:

第一,吸引外资的同时,要注意提高外商的投资质量,把利用外商投资和产业结构升级结合起来。第二,制定一些投资优惠政策,鼓励和引导外资流向我们技术力量薄弱的领域,流向支柱产业。第三,加强和改善投资环境也是吸引外商直接投资的重要条件。第四,外商直接投资政策由出口导向向竞争优势调整。

参考文献:

[1]张晓峒.计量经济分析[M].北京:经济科学出版社,2000.

[2]上海市统计年鉴.2009.

外商直接投资相关理论范文第5篇

论文摘要：长期以来，尽管中部地区对外贸易取得了较快地发展，但在全国依然处于比较落后的地位。本文利用最新时间序列数据，通过建立多变量回归模型，对中部地区对外贸易的影响因素进行了实证分析。分析认为，中部地区出口贸易和进口贸易的影响因素存在很大差异。出口贸易影响因素主要是贸易条件、进口贸易和全社会固定资产投资，而进口贸易的主要影响因素是汇率、国内生产总值、外商直接投资和人力资本，很多影响因素对中部地区对外贸易没有起到应有的作用。 论文关键词：中部地区；出口贸易；进口贸易；影响因素 改革开放以来，中部地区的对外贸易取得较快地发展。从1986—2006年，中部地区的对外贸易总额由32亿美元增加到564亿美元，共增加了17倍，中部地区对外贸易依存度从5.0％增加到10.4％，增加了1倍多。但是相对来说，中部地区对外贸易发展依然比较落后，在全国中所占比重较小，这主要是由于对外贸易在我国各地区发展不均衡导致的。从1996—2006年，东部地区对外贸易年均所占比重为88.2％，超过了4/5；而中部地区、西部地区和东北地区对外贸易年均所占比重分别为3.2％、3.6％和4.9％，都在1/10以下。那么，是什么原因导致对外贸易发展在我国如此大的地区差异?中部地区对外贸易又受到哪些因素的影响?中部地区应如何采取措施发展对外贸易?这正是本文将要探讨和研究的主要问题。 一、相关研究回顾 西方经济学家和马克思列宁主义经典作家一直都在注意研究国际贸易中的各种问题与规律，提出的国际贸易理论也相当丰富。尽管其中直接、系统论述或实证分析一国或地区对外贸易发展影响因素的内容相对欠缺，但不同时期理论与经济学家们对国际贸易形成的原因、条件等进行的分析为我们初步把握可能影响一国或地区对外贸易的因素提供了有益的引导。亚当·斯密把形成国际分工与贸易的原因主要归结为地域、自然地理条件；大卫·李嘉图指出劳动耗费成本是对外交换活动的衡量标准，马克思强调了交通运输、通讯等在国际贸易中的一般基础地位。赫克歇尔和俄林认为各国或地区生产要素丰裕度的差异是产生国际贸易的原因；而现代的国际贸易理论认为，除了传统的资本、劳动、土地外，技术、信息、组织、制度等在对外贸易中的作用越来越重要。不容否认，以上大师们所提到的这些因素，都是国际贸易产生的可能原因，也会对国际贸易产生不同程度的影响。 国外学者从外商直接投资、出口商品结构、劳动力要素等多个方面分析了对外贸易的影响因素。Camarero运用协整分析研究欧盟、美国和日本的工业品进出口贸易需求，证实了贸易与FDI间的相互促进作用。Clements在考察美国对日本贸易逆差的原因时发现，进出口商品结构在一定程度上造成了美日贸易的逆差。Narayan运用协整分析和误差修正模型考察1960—1999年中国实际收入、人力资本积累和实际出口之间的关系，发现长期上出口与人力资本积累和实际收入之间都存在单向格兰杰因果关系，而短期上人力资本积累与出口之间具有双向格兰杰因果关系。 国内学者也选取了不同的变量对我国对外贸易的影响因素进行了实证分析。姚丽芳对我国对外贸易影响因素进行主成分分析认为，国内环境因子(GDP、投资、储蓄、利用外资、外汇储备、货币发行量)是最主要的影响因素，其贡献率在一半以上；其次是直接作用因子(汇率、关税率、贸易管理度)和基础准备因子(外汇储备)，而贸易条件因子(价格指数)和外部环境因子(全球经济增长率)对我国进出口没有什么贡献。赵革和黄国华认为我国外贸出口增长的影响因素主要包括来自国外的拉动力和来自国内的推动力。他们分析认为，加工贸易进口是我国外贸出口增长第一动力，接下来依次是全球经济的发展、外贸管理度、外商直接投资、人民币实际汇率，而贸易条件恶化对出口贸易有负面影响。谭英平也考察了我国及欧美影响对外贸易发展的因素，认为国内总投资、报酬水平、人均研究与开发支出额、人均计算机对中国出口额的影响较大，而其他因素影响较小。也有少量的学者对我国地区出口贸易的影响因素进行了实证分析。郑英梅探讨了山东出口贸易的影响因素，认为经济规模、出口市场结构、产品／产业结构和劳动力要素与山东外贸出口存在正相关关系，而FDI和技术创新与山东外贸出口之间不相关。 从对我国的外贸影响因素的分析来看，定性研究的较多，定量研究的较少，而现有的相关实证研究也存在着诸多的不足。第一，就全国对外贸易影响因素的研究较多，就各地区影响因素的研究较 少，第二，就出口贸易方面影响因素研究的较多，进口贸易方面影响因素研究的较少，第三，对单个因素对外贸的影响分析较多，而全面考察外贸影响因素的研究较少；第四，变量的选择标准不一，结论也存在差异。因此，本文将利用最新的时间序列数据，在借鉴前人研究成果的基础上，通过建立多变量模型分别对中部地区出口贸易和进口贸易的影响因素进行分析，希望能成为现有国内相关研究的一个有益补充。 二、中部地区对外贸易影响因素实证分析 1 变量选择、模型建立与数据来源 (1)变量选择。本文对中部地区进出口贸易相关影响因素变量的选取，除了以经济学理论为基础和吸收国内外已取得的研究成果之外，还考虑了变量数据的客观性和可获得性，本文选取了8个变量来分析中部地区进出口贸易的影响因素，同时，把这些因素分为外部间接影响因素和自身直接影响因素。外部间接影响因素包括全球经济指数(WIII)、实际有效汇率(EER)、贸易条件(TOT)，自身直接影响因素包括国内生产总值(GDP)，外商直接投资(FDI)、全社会固定资产投资(IN)、人力资本投入(HC)、进口(IM)或出口(EX)。其中，进口贸易作为出口贸易的一个影响因素纳入模型之中，同样出口贸易也作为进口贸易的一个影响因素纳入模型之中。一般来说，关税税率也许足一个有影响的因素，但随着中国加入WTO及世界贸易自由化，关税的作用逐渐下降，因而在此不予考虑；同样商品的价格也会对外贸产生影响，但中部地区商品价格的数据较难获得，因此也不予以考虑。 (2)模型建立。根据以上分析，以出口或进口为被解释变量，以其他8个影响因素为解释变量，并为消除变量的不平稳性，对变量取对数，建立如下模型： 其中aO、b0为截距，u1、u2为随机扰动项， 以上两个模型的解释变量与被解释变量关系的假设如下： ①全球经济指数。世界经济的高速增长对中部地区外贸会产生一定的影响。一方面，世界经济的发展，各国国民收入将会增加，会扩大世界商品需求总量，因此将会增加对我国中部地区的进口需求，有利于中部地区的出口，另一方面，世界经济的增长表明世界生产能力增强，将降低国际产品的成本和价格，从而会扩大中部地区的进口水平。因此，全球经济指数与对外贸易呈正相关关系， ②实际有效汇率。汇率对出口贸易和进口贸易有不同的影响。 对出口贸易而言，本币贬值，以外币表示的本国商品的价格将下降，会扩大国际市场对本国商品的需求，有利于本国的商品出口；对进口贸易而言。本币贬值，以本币表示的外国商品的价格上升，会减少本国消费者对外国商品的需求，将会减少本国的进口；相反，本币升值有利于进口不利于出口。由于我国外汇标价是直接标价法，即以一定的外币表示若干人民币的数量，因此汇率即外币的价格与出口贸易是正相关关系，与进口贸易是负相关关系。 ③贸易条件。如果一国或地区贸易条件得到改善，表明出口商品价格相对进口商品价格上升，出口商品的利润将会增加，这将有利于鼓励出口；而一国或地区的贸易条件改善，相对来说其他国家或地区的贸易条件就恶化，其他国家或地区对该国或地区的出口商品价格相对于进口商品价格就会下降，出口商品利润就会下降，这将会使其他国家或地区对该国或地区的出口减少，也就是会使本国或地区的进口减少，因此贸易条件与出口贸易是正相关关系，与进口贸易是负相关关系。 ④国内生产总值。一般来说，一个地区的国内生产总值与对外贸易有密切的关系。一方面，一国经济的增长是出口贸易的保证，一国经济的繁荣意味着生产能力的提高，生产能力的提高将会推动商品的出口，另一方面，一国经济的增长也意味着国内需求的增加，需求增加是进口贸易产生的一个主要动力，将会促使本国进口增加。因此，国内生产总值与进出口贸易呈正相关关系， ⑤外商直接投资。外商直接投资与对外贸易的关系主要有三种，替代关系、互补和不确定性关系。一般来说。外商直接投资与外贸的互补关系表现更为明显。一方面，通过外资企业的直接出口带动东道国的出口贸易，同时通过技术外溢、知识外溢等来推动东道国企业的技术升级，都有利于东道国的出口扩大，另一方面，外商直接投资来到东道国，必然会带来投资国的一些先进的技术和设备，这些构成了东道国的进口，会使东道国进口增加。因此 ，外商直接投资与进出口贸易呈正相关关系。 ⑥全社会固定资产投资。全社会固定资产投资的增加意味着一国或地区基础建设的加强和国内投资需求的扩大，基础建设加强能够促进国内生产的快速发展，也能够促进企业降低成本、扩大生产规模，提升出口产品质量和国际竞争力，从而提高企业的出口能力。扩大出口；而国内投资需求的扩大将会使企业对进口产品的需求增加，从而增加进口。因此，全社会固定资产投资与进出口贸易呈正相关关系。 ⑦人力资本。对外贸易与人力资本存在着很强的互补关系，就出口而言，人力资本是企业提高产品质量的一个关键因素，拥有较多较好的人力资本就能够生产出高质量的产品，能提高产品的国际竞争力，从而扩大产品出口；就进口而言，国内较好的人力资本是引进先进技术和设备的前提条件，没有人力资本做保证和配合，引进的先进技术设备就不能发挥应有的作用，所以人力资有利于扩大先进技术和设备的进口。因此，人力资本和进出口贸易之间存在正相关关系。 ⑧进口或出口。考虑到进出口之间的相互影响。因此在出口贸易影响因素模型中纳入进口变量，而在进口贸易影响因素模型中纳入出口变量。出口的扩大会导致进口的增加，而进口的扩大同样会促使出口的增加，因此，两者是正相关关系。 (3)数据来源。本文研究的时间序列数据年度区间为1986—2006年。所有进口贸易、出口贸易和外商直接投资的数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴》(1987—2007)；国内生产总值，全社会固定资产投资和人力资本数据来自《中国统计年鉴》(1987—2007)。全球经济指数、实际有效汇率和贸易条件引用赵革和黄国华的论文《25年来中国外贸出口增长因素分析》(统计研究，2006第12期)，其中，全球经济指数以1986年为基期进行了调整。 2 实证分析结果 (1)中部地区出口贸易影响因素实证分析。通过上述模型(I)进行回归，发现大部分变量不显著，因此逐步删除不显著变量LnGDP、LnEER和LnWEI，得到回归结果如表1，可以构造相对来说较为理想的回归方程： LnEX=-15.8965+3.7091LnTOT-0.1867LnFDI+0.4517LnlN-0.3067LnHC+0.6453LnlM 回归方程的可决系数较高，达到0.9551，说明模型的回归拟合优度很好，F检验值为59.6174，F＞F0.01，说明方程总体线性关系在99％水平下显著成立，同时D.W值为1.9607，说明这个序列排除了自相关的干扰。 具体考察各解释变量的统计显著性，发现有3个变量显著性水平比较高，通过了5％的显著水平检验，有2个变量通过了15％的显著水平检验，有3个变量没有通过显著性检验。对各解释变量的分析如下： ①贸易条件、进口贸易和全社会固定资产投资对中部地区出口贸易有较大的推动作用。这3个变量都通过了5％的显著性检验，且与出口贸易呈正相关关系，这与我们一般结论相符。贸易条件系数为3.7091，说明贸易条件的改善对中部地区出口贸易有很大的促进作用，近年来中部地区在提高商品质量方面取得了一定的成就，因为商品质量的提高使出口商品价格上升，企业获取的利润扩大，刺激了出口的增长。进口贸易系数为0.6453，说明进口贸易对出口贸易也有一定的推动作用。中部地区的进口商品中制成品和先进的技术设备进口比重不断提高，对提高中部地区的生产能力，从而提升出口产品的质量，扩大出口有一定的作用，全社会固定资产投资的系数为0.4517，说明中部地区在加强基础设施建设方面也取得了一定的成效，有力地降低了产品的成本，提升了产品的竞争能力，扩大了中部地区的产品出口。 ②外商直接投资和人力资本对中部地区出口贸易作用非常微弱。这2个变量的系数分别为-0.1867和-0.3067，而且它们只通过了15％的显著性检验，因此我们可以说中部地区外商直接投资和人力资的作用没有得到充分的发挥，这与一般的研究结论不符，本文认为，外商直接投资之所以没有促进中部地区出口贸易的发展，可能有两个原因，一是外商直接投资的出口在中部地区出口的比例本身就不太高，只有20％，与全国50％的比例相差也很远，二是外商直接投资的外溢作用没有得到充分的发挥，内资企业没有从中获益。人力资本之所以没 有促进中部地区出口贸易的发展，可能是因为中部地区的大量人力资本外流到东部沿海地区，导致自身的人力资本存量较少，对出口贸易的作用也就不明显。 ③全球经济指数、汇率和国内生产总值与中部地区的出口贸易没有直接关系。这3个变量被剔除在模型之外，对出口贸易没有产生影响，这与一般的理论看法有些不同。本文认为，全球经济指数与中部地区出口贸易没有关系，可能是因为全球经济增长主要是对我国东部地区产生影响，较大的增加了对东部地区的商品需求，促进了东部地区的出口，而中部地区处于内陆地区，对全球经济增长变化相对来说不太敏感，因此对出口贸易没有显著影响。汇率与中部地区出口贸易没有关系，可能是因为货币的贬值会导致进口减少，从而抬高本地区的物价水平，长期以来国内通货膨胀率一直在较高水平上波动就与之有关，这将不断抵消人民币下调对出口商品价格的影响。国内生产总值与中部地区出口贸易没有关系，可能是因为国内生产总值主要是国内需求的变量，主要用来增加进口，对出口作用不大。 (2)中部地区进口贸易影响因素分析。通过上述模型(Ⅱ)进行回归，发现部分变量不显著，因此逐步删除不显著变量LnlN、LnTOT、LnWEI和LnEX，得到回归结果如表2，可以构造相对来说较为理想的回归方程： LnlM=-3.1276-1.2205LnEER+0.6445LnGDP+0.3113LnFDI+0.3140LnHC 回归分析的可决系数较高，达到0.9910，说明模型的回归拟合优度很好；F检验值为413.4164，F＞F00.1，说明方程总体线性关系在99％水平下显著成立，D.W值为2.1784，说明这个序列排除了自相关的干扰。 具体考察各解释变量的统计显著性，发现有汇率、国内生产总值、外商直接投资、人力资本等4个变量显著性水平比较高，都通过了5％的显著水平检验，而且各变量系数的符号与一般理论相一致。说明这4个变量对中部地区进口贸易有显著影响。出口贸易、全球经济指数、贸易条件和全社会固定资产投资等4个变量与进口贸易没有显著关系，说明这4个变量还设有发挥应有的作用。对各解释变量的分析如下： ①国内生产总值、外商直接投资、人力资本对中部地区进口贸易有较大的推动作用。国内生产总值通过了5％的显著性检验，回归系数为0.6445，与进口贸易呈正相关关系，这与我们一般结论相符。说明中部地区的经济增长，导致市场规模扩大，有效地增加了进口。外商直接投资变量通过了5％的显著性检验，回归系数为0.3113，与进口贸易呈正相关关系，这与我们一般结论相符。说明中部地区在引进外资过程中，更重视引进外国先进的技术和设备，外商用先进技术设备作为对华的投资，增加了中部地区的进口，人力资本变量通过了1％的显著性检验，回归系数为0.3140，与进口贸易呈正相关关系，这与我们一般结论相符。说明长期以来，中部地区在引进先进技术和设备时，与之相配合的人力资本是其需要考虑的一个重要因素，较好的人力资本将会增加这些商品的进口数量。 ②汇率即人民币贬值限制了中部地区的进口贸易，实际有效汇率通过了5％的显著性检验，回归系数为-1.2205，与进口贸易呈负相关关系，这与我们一般结论相符。长期以来，我国过去高估的人民币币值不断下调，逐步趋于正常化。人民币贬值一般来说有利于出口，不利于进口。人民币眨值使以人民币表示的外国商品的价格相对提高，削弱了在中部地区的竞争力，中部地区因此会减少对外国商品的进口需求，所以，汇率与进口贸易呈负相关关系，限制了中部地区的进口贸易。 ①出口贸易，全球经济指数、贸易条件和全社会固定资产投资对中部地区的进口贸易没有发挥作用。一般来说，出口是进口的保证，因为没有出口就没有外汇收入，就不可能进口。但是对于中部地区来说，外汇收入已经远远大于外汇支出，外汇储备也非常丰富，外汇不再是进口的一个约束条件，因此，出口与进口没有必然的联系。正如前面所说，全球经济指数提高意味着世界经济增长，生产能力和出口能力提高，但由于我国中部地区并不是世界出口的主要市场，因此全球经济指数与中部地区没有体现相关关系。而我国贸易条件的恶化意味着世界其他国家或地区贸易条件的改善，但这种效应主要是发生在我国对外贸易比较发达的东部地区，中部地区进口贸易量较小，因此没有显著影响。全社会 固定资产投资会引起对国外商品的一定需求，但中部地区的外资进入较少，投资主要来自于本地区的国内投资，因此对进口贸易影响并不显著。 三、简要结论 通过以上实证分析，本文得出如下结论： 第一，中部地区出口贸易和进口贸易的影响因素存在很大差异，而且自身直接影响因素相对来说作用更大。中部地区出口贸易和进口贸易的影响因素存在很大差异，甚至可以说是完全不同的。出口贸易影响因素主要是贸易条件、进口贸易和全社会固定资产投资，而进口贸易的主要影响因素是汇率、国内生产总值、外商直接投资和人力资本。在所有影响因素中，自身直接影响因素相对于外部间接影响因素来说对中部地区的外贸作用更大。在出口贸易中，3个主要影响因素中只有贸易条件是外部间接影响因素，在进口贸易的4个主要影响因素中只有汇率是外部间接影响因素。 第二，很多变量没有对中部地区对外贸易发挥应有的作用。经验表明，外商直接投资、人力资本、本币贬值和国内外经济增长能够扩大一国或地区的出口，而出口贸易、全球经济指数、贸易条件和全社会固定资产投资也会对进口贸易产生较大影响，但对中部地区的实证分析并非如此，这些因素没有发挥应有的作用。 根据以上结论，本文认为中部地区要发展对外贸易，就应该充分发挥所有相关影响因素的作用，必须改善其对外贸易发展的环境，主要从以下三方面人手。 (1)加强基础设施建设，改善对外贸易硬环境。对于中部地区来说，交通、通讯等基础设施是对外贸易发展的基础条件，要把基础设施建设作为重要工程宋完成，应有长远眼光，做好全面发展规划。一方面要加大基础设施建设的资金投入，要多方筹集和落实国内外配套资金，坚持国家、集体、个人、外商一起上的原则，除积极争取中央财政拨款、国债资金、国际金融组织贷款、国内银行贷款外，还应以转让、出让经营权和产权为突破口，积极吸引外资参与基础设施建设，推进投资主体和经营主体多元化。另一方面要加快建设形成畅通、安全、便捷的现代综合运输体系，全面提高交通、通讯水平。 (2)积极吸引外商直接投资，充分发挥外商直接投资对外贸的促进作用。外商直接投资不但能够通过其自身进出口带动中部外贸进出口，而且更为重要的是它能够产生积极的外溢效应。因此，中部地区要采取措施提高外商直接投资的规模和质量，具体包括以下几个方面：第一，加强软硬环境建设。增强外商直接投资吸引力，第二，拓宽外商直接投资进入领域，优化外资产业流向。第三，创新外商直接投资方式，大力发展企业并购；第四，扩大外商直接投资来源。提高外资质量，第五，积极争取国家优惠政策，同时加强外资引进的监督。 (3)大力培养国际经贸人才，提升外贸经营管理人员的综合素质。市场的竞争最终是人才的竞争，一支训练有素的外贸队伍是有效推动中部地区外贸事业持续发展的核心。中部地区要加大国际贸易人才培养力度、优化外贸人才的知识结构，并以此提升外贸的核心竞争力。为此，中部地区应该加强人才培训基地建设，培养一大批高素质外贸人才，应该将员工的教育和智力开发纳入企业发展规划之中，建立和完善职工教育和岗位培训的相应措施和制度；应该营造良好的机制，鼓励外贸人才合理流动。