直接出口（精选十篇）
直接出口 篇1
素有带动中国经济发展“三驾马车”之称的出口、投资和消费, 在由美国次贷危机引发的全球性金融危机的作用下, 都受到了很大的冲击。各国政府为了减缓经济衰退、保证本国产业安全、保护本国企业不受外来竞争者的影响和减少失业, 纷纷采取保护贸易政策, 利用技术、环保等各种贸易壁垒对我国商品出口进行阻碍。据统计, 2009年前三季度共有19个国家对中国产品发起88起贸易救济调查, 涉案总额达102亿美元, 同比分别增长29%和125%。这一数据折射出在国际金融危机背景下, 国际贸易保护主义有抬头倾向;很多国家的货币在贬值, 甚至包括美元也在贬值, 而人民币却相对坚挺, 于是各国客商纷纷以经济危机为由, 要求调低产品价格, 特别是可替代性强的商品, 原有的竞争优势很容易被竞争对手抢走, 许多出口企业为留住客户不得不把产品价格压得很低, 甚至亏本出售, 外贸企业的价格优势减弱, 这给出口企业造成巨大压力。目前我国的出口现状告诉我们, 单纯的依靠出口而出口的策略, 在后金融危机时期下根本行不通, 但是国内产能过剩的压力依旧存在, 一大批出口企业面临倒闭的危险, 如果不找到一条帮助这些出口企业走出困境的道路, 我国的整体经济发展也将面临很大的挑战。随着中国对外贸易摩擦的扩大, 外汇储备急剧增加和人民币升值压力过大, 现阶段我们有必要深入研究中国对外直接投资和出口的关系。
2 文献综述
有关对外直接投资与外贸出口之间的关系问题, 理论界主要有两种观点即“替代论”和“互补论”。在实证分析方面, 尽管学者们利用不同的样本就两者之间的关系进行了大量的研究, 但结论也是不一致的。随着近几年中国对外直接投资的发展, 学术界也陆续出现了一些就中国样本的分析, 有的结论认为我国对外直接投资与出口是互补的, 但也有的结论认为影响尚不显著, 甚至还有得出短期存在替代关系的结论。以上的研究均没有考虑到时间段的因素, 即不同的时期我国对外直接投资与出口之间的关系是不一样的。本文从计量角度出发运用实证分析对对两者之间的关系作进一步的研究, 具体分析对外直接投资到底能不能创造出口需求, 以及在多大程度上对出口起到一定的带动作用, 为后金融危机时代的出口产业结构调整提供一定的参考。
3 实证检验
数据来源:历年《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》、中国商务部网站数据整理所得。
3.1 数据来源及说明
1982年至1983年, 中国刚刚开始对外开放, 这一阶段对外投资很少, 不到1亿美元;1984年至1991年中国对外直接投资有所增加, 但规模仍然不大, 未超过10亿美元;1992年之后, 国内新一轮的思想大解放, 全面提高对外开放水平, 对外直接投资有较大的增长;2001年中国加入WTO之后, 出口贸易额和对外直接投资都有了更大幅度的提高。本文在进行计量分析时以中国加入WTO前后为分界点进行分析, 重点分析在现阶段中国对外直接投资与出口之间的关系。
3.2 计量结果及模型检验
本文在进行计量分析时选取的数据从中国对外开放开始, 定义出口贸易额为被解释变量, 对外直接投资为解释变量, 其他影响被解释变量的因素归入随机扰动项, 对1982～2000年的数据进行分析, 得出的计量结果如下:
R2=0.261863修正后的0.218444
根据上述结果可知此阶段可决系数为0.261863, 修正后的可决系数为0.218444, 说明所建模型整体上对样本数据拟合的比较差, 即对外直接投资对出口贸易额影响不显著。
对2001～2009年的数据进行分析, 得出的计量结果如下:
根据上述结果可得:本文中的可决系数为0.790130, 修正后的可决系数为0.760149, 说明所建模型整体上对样本数据拟合的较好, 即对外直接投资对出口贸易额有显著的影响, 且表明对外直接投资导致出口水平的增加。
4 模型分析
由上述计量结果可得, 在后金融危机时期, 对外直接投资对我们的出口具有带动作用, 因此在现有的出口条件下, 我们要转变思路, 利用对外直接投资大力创造出口需求。本文认为, 在当今国际贸易保护主义抬头的情况下, 我国可以通过鼓励对外直接投资来促进出口贸易的发展。我国企业对外直接投资可以通过以下途径促进出口贸易的发展:
第一, 海外子公司的初期投产建设。企业在海外建立子公司时, 为满足子公司开办的需要, 一般要购买母国或者母公司的资本设备和原材料。另外我国企业在向一些生产比较落后的国家进行投资时, 使用我国淘汰的二手设备和生产线, 这些设备虽然在我国已被淘汰, 但是在东道国仍然是合适的, 这样既利用了闲置设备, 又促进了机器设备的出口;
第二, 国内需求的疲软和某些工业行业 (如机械和电器行业) 的过度竞争, 相关企业便可寻求去国外谋求发展。这些相关的企业有如康佳、长虹等电视生产商以及海尔、美的等家用电器制造商;
第三, 逃避发达国家的出口贸易配额促使一部分中国企业投资国外。例如一些纺织品企业在柬埔寨投资, 以利用其无配额规定来向美国和欧盟出口, 光大进出口公司在柬埔寨投资是因为“美国和欧盟成员对于从柬埔寨进口的多数纺织品没有配额限制”。其他一些纺织品公司投资于非洲以利用东道国国家的配额优势。尽管出口商对国外的投资会对母公司的出口有一定替代作用, 但国外投资对机器设备、原材料以及零部件的出口带动作用支持了出口, 也扩大了市场份额;
第四, 加工装配行业的对外直接投资。由于一些加工装配型海外投资企业供求关系链比较长。在投产初期, 甚至在以后的一个较长时期里, 对国内半成品、零部件、技术支持等方面的依赖性比较强, 对我国出口客观上形成了持续性的带动作用。机械行业如汽车、拖拉机零配件组装, 家用电器行业的组装, 轻工行业的摩托车、自行车组装等, 由于绝大部分甚至全部都要使用国内的零部件, 因此在初期设备投资之后, 后续的零部件成为组装生产的必备条件, 这些行业对我国出口产生了长期的持续带动作用;
第五, 改善制造业对外投资结构。在我国制造业的对外投资中, 有近一半投资于初级产品的生产加工。初级产品的生产附加值较低, 对带动相关行业的出口作用很小。而产品附加值较高的行业, 如机械制造, 由于其技术是与原材料、零部件等高度结合的, 此种行业的对外直接投资具有明显的出口创造效应。在1980年代中后期日本制造业的对外直接投资中, 机械部门占制造业总投资额的一半以上, 原材料加工的份额在总投资额中少于1/4。因此, 我国企业应更多投资于后向关联度强的行业, 实行最终产品的国际生产, 这样更能有效带动国内中间产品及初级产品的出口。对于附加值较低的原材料加工行业, 如果将原材料进口到国内, 进行深加工后再出口, 则贸易创造效果会更好。
5 结语
当今国际贸易变得越来越敏锐, 越来越复杂, 我国出口商品在国际市场上占据重要份额, 因此贸易战越来越频繁, 形式也多种多样, 企业依靠原来方式迅速扩大出口比较困难。我国要实现出口的可持续性发展必须实现出口由低成本向高质量的转换、由低技术产品向高科技产品的转换, 即最终要实现出口结构的转换。
以对外直接投资支持出口贸易是一种有效的进人国际市场的手段。对外直接投资对于转换我国的出口结构主要发挥两方面作用:第一, 对外直接投资拉动中间产品、资本品和服务的出口, 引起我国出口结构由最终产品向中间产品转换;第二, 对外直接投资通过把国外获取的先进技术应用于国内生产, 提高出口产品的科技含量, 引起出口产品中高科技产品比例提高。在依靠对外直接投资来规避贸易摩擦方面, 日本已经是一个成功的例子, 依靠对外直接投资来提高国内生产的科技含量, 也在我国一些企业的对外投资实践中得到验证。可见以对外直接投资来带动我国出口贸易的发展已成为目前可以选择的路径, 为此政府应该制定企业对外投资的产业地区指导目录, 并且为企业走出去提供金融、保险等方面的公共服务, 鼓励企业走出去。
金融危机既是一场危机, 也是一个机遇。我们要保持良好的心态, 时刻注意市场的变动, 抓住对外投资的有利时机, 带动我国产品和服务的出口。扩大内需是我们长期的战略方针, 但这与利用外需并不矛盾, 只有两者有力的结合起来, 我们才能走出金融危机的阴影, 实现“十二五”规划的战略目标。
参考文献
[1]崔征.企业战略联盟的伙伴选择[J].北京理工大学学报 (社会科学版) , 2006, (4) .
[2]王锦珍.我国对外投资的经验、问题及政策建议[J].世界经济研究, 2007, (4) .
直接出口 篇2
（一）对外直接投资促进了我国出口产业结构调整。过去中国主要依靠低廉的劳动力来进行出口贸易与其他国家产品进行竞争，但随着经济发展，劳动力成本上升，中国逐渐失去了劳动力成本的比较优势，偏向于劳动密集型的纺织类制造业逐步成为夕阳产业，向菲律宾、泰国等东南亚国家转移，此类属于劳动力导向型。根据小岛模式，中国发展自身比较优势产业，对外投资夕阳产业，有利于出口贸易结构调整，带动对外直接投资的产业的周边产业出口。
（二）对外直接投资有利于国际收支平衡。对外直接投资有利于平衡国际收支，从而稳定汇率，避免因汇率波动影响出口竞争力，扩大我国的对外出口竞争力和市场份额。
（四）对外直接投资有利于我国企业绕过贸易壁垒。进行跨国并购或者直接在国外设立子公司，有利于我国企业拓宽国际市场，解除由于贸易壁垒而使得出口贸易受到限制，增加产业内贸易，增强企业国际竞争力，同时带动相关联的产品出口贸易。
（五）对外直接投资使我国企业获得逆向技术溢出效应。中国企业通过向发达国家进行绿地投资，建立研发分支机构，可以接近东道国的R&D资源，进入所在产业高端技术聚集地，进行模仿学习，获取先进知识与技术。增加自身的所有权优势，扩大自身国际影响力，从而扩大出口贸易。我国的大连机床就是通过并购英格索尔生产系统公司和兹莫曼公司从而获取逆向技术溢出，跻身世界十大机床。
（六）寻求资源型对外直接投资有利于中国企业增加资源类产品国际定价权。2011年采矿业的对外直接投资144.5亿美元，占19.4%。对于稀缺资源的对外直接投资，弥补中国企业国内的要素禀赋不足，进行此类的投资，有利于扩大企业在国际定价上的话语权，增加产业的出口贸易优势。
四、中国对外直接投资面临的问题和应对措施
（一）问题
我国从2002年来对外直接投资飞速增长10年，年均增长速度为44.6%。促进了中国的出口贸易的增长和结构调整，在国际收支平衡上发挥了重要作用。但
1是我国的对外直接投资仍然面临着诸多问题。
1、政府缺乏统一的管理。很多企业对国外的法律法规不够了解，在对外直接投资并购方面处于弱势地位，政府对其的支持力度也不够大。
2、对外直接投资的行业分布结构不合理。2011年，中国对外直接投资行业主要分布在租凭和商务服务业、采矿业、批发和零售业和制造业。占据了总投资额的76.9%。而计算机服务、软件业和科学研究等的高新科技产业比重很小，只有2.1%1。中国的对外直接投资层次偏低，缺乏技术密集和知识密集型行业。
3、专业型人才相对匮乏。中国很多跨国企业缺乏跨国性经营人才，对外直接投资中具有一定盲目性和随意性，造成海外经营能力欠佳，陷入亏损。2011年，中国有22.4%的境外企业亏损。
（二）应对措施
1、中国企业加大对发达国家的直接投资，优化对外直接投资产业结构。中国过去得到的都是发达国家的淘汰机器或者技术，得不到有效地高速发展，总是利用自身地劳动力优势，在出口贸易方面与他国竞争，而现在劳动力优势渐失。所以需要加大对发达国家的对外直接投资实现逆向技术溢出，获取先进的知识和技术，并且加大对高新科技产业的投入，可以使自身在国际贸易上占据有利地位，从而能扩大此类产业的对外出口贸易。
2、政府应该建立健全金融服务机构。在企业进行对外直接投资时，应当有效实行自身的职能，对企业实行政策上的正确引导，进行融资、税收、信息及咨询等服务。同时，政府需要完善海外投资保障体系，避免企业对外投资受到政治风险影响自身信心和积极性。
3、中国的跨国企业应当采取措施，吸引金融、财务、管理、外语、贸易、法律、政策等发面的专业人才，降低对外直接投资的盲目性和随意性，加强对外直接投资的成功率，形成企业内部优势，增加产业内出口贸易。
参考文献：
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墨西哥可直接向美国出口油梨 篇3
这项培训内容主要为如何防治油梨病害，介绍油梨病害和害虫的种类，以及如何减少油梨生产中对环境的危害等等。一个由油梨生产者和墨西哥农业部官员们组成的技术协会也参加了培训。这个技术协会会帮助墨西哥的油梨生产者们提高油梨品质。2016年，墨西哥会向美国出口第一批油梨。
墨西哥的油梨种植者参与了此次培训，他们生产的油梨都达到了出口要求。此外，来自于全世界的油梨生产商和购买商也会在墨西哥举行会议，借此制定一个良好的贸易方案。Julio de la Mora Razura称，墨西哥油梨生产的各个环节都在紧密配合，及时修改有关于油梨生产的各项制度规定。墨西哥在大力促进油梨产业的发展，促进就业。
另外，墨西哥也格外注重农产品的质量安全问题，墨西哥会保证出口到其他国家的农产品安全。墨西哥主要的油梨生产地为Jalisco，Morelos，Nayarit。这些地区生产的油梨总量占据墨西哥全国生产的油梨总量的95%。
墨西哥州是墨西哥第三大油梨生产地，油梨种植面积达到7 420 hm2，其中5 840 hm2的油梨都获得了丰收。墨西哥州的油梨产量为6.49万t，价值为6.87亿比索。墨西哥主要的油梨生产公司为Coatepec， Harinas， Temascaltepec， Tenancingo， Donato Guerra， Villa de Allende， Almoloya de Alquisiras， Villa Guerrero公司。
（汪汇源摘译自www.freshplaza.com，2015-09-17）
直接出口 篇4
一、关于对外直接投资的界定
对外直接投资虽然在世界经济发展的历史当中很早就开始存在, 但将国际投资与国际贸易联系起来研究确是上世纪中叶才开始, 首先对国际贸易与国际投资关系进行研究的是美国经济学家Mundell (1957) , 其在代表作“国际贸易的影响因素”一文中提出了国际贸易和国际投资之间可能存在的替代关系, 在Mundell的理论中国际投资主要指的是一般的货币资本投资, 而不是通常意义上所说的包括技术、资本和管理等综合要素在国际间的转移。进入20世纪60年代以后, 在经济学领域内也逐渐有学者开始了对于对外直接投资理论的正式研究, Hymer和Vernon的研究是当时比较有代表性的, 他们的研究认为对外直接投资是寡头垄断企业的发展与行动扩大的必然结果, 从而在理论上为美国对外直接投资提供了根据, 说明了它的合理性。
目前关于对外直接投资比较权威的定义主要来自国际货币基金组织 (IMF) 和经济合作与发展组织 (OECD) 对其给出的界定。IMF把对外直接投资定义为某种国际投资, 该投资反映了某一经济体直接投资者获得其他经济体企业持久权益的目标。OECD在IMF对国际投资定义的基础上, 把对外直接投资阐述为:某一经济体的常驻居民或企业 (投资者) 为在另一个不同于该投资者所在经济体的企业确立“持久权益”而进行的跨国范畴的投资, 该投资的目的是与被投资企业建立一种战略性的长期关系, 以确保能在管理方面对被投资企业施加显著的影响。
也有学者从其他侧面提出对国际投资这一概念的理解, Kojima (1985) 提出对外直接投资与其它资本流动的不同在于它不仅包括金融资本 (比如外汇) 的流动, 也包括有形资产、技术和管理技能等资源的转移。Kenwood和Lougheed (1992) 认为对外直接投资是一个国家的企业在另一国家建立分支机构或通过获得该国某一家企业的股票而拥有控制权。而Salvatere (2002) 认为对外直接投资与资本和管理相关, 其实质是投资于东道国的资本、工地、厂房等生产要素, 同时投资者保留其对所投资资本的控制权力。国内学者关于对外直接投资的定义则主要强调资本的流动以及相应的控制权。钟新昌 (2009) 提出对外直接投资的核心是投资者对本国或本地区以外的企业有一定的控制力, 该控制力表现为对被投资企业的经营管理有掌控权力。
二、出口贸易影响对外投资的理论研究
Ruffin (1984) 曾在其对国际贸易与国际投资的研究中发现, 基于经过修正的H-O-S贸易模型, 当放松要素不能流动的假定时, 对外直接投资可能和出口贸易有负相关关系。Buckley和Casson (1981) 提出贸易因素与对外直接投资行为的潜在动机有非常紧密的联系, 比如对东道国出口的替代, 通常被解释为对外直接投资的动机之一。Buckley和Casson的模型给出了这样的理论, 可以认为出口贸易是一种固定成本比较低, 而运输和贸易壁垒等可变成本比较高的活动, 通过对外直接投资的形式在国外建立分公司, 来为原来的出口市场提供销售产品的服务, 可以明显的降低可变成本, 但这个过程可能比出口贸易产生更高的固定成本。只要国外市场对跨国公司产品的需求规模达到一定程度, 从出口贸易到对外直接投资的转换将是一个很自然的过程, 即出口与投资会表现出一种此消彼长的关系。
但大部分的学者的研究还是支持出口促进对外直接投资的观点。Vernon (1966) 的产品生产周期理论认为出口贸易是一个对外部市场探索与熟悉的过程, 对外投资会在这个过程之后进行。Vernon是从产品技术垄断的角度, 展开了对国际直接投资产生原因的分析, 他将产品的整个生命周期划分为三个阶段, 分别称为初始阶段、成熟阶段和标准化阶段, 当产品处于生命周期的前两个阶段时, 主要表现为产品从创新国通过贸易的形式出口到其他国家, 同时在第二阶段后期, 创新国会通过对外直接投资的形式将一部分产品的生产转移到国外进行, 而在标准化阶段, 产品的生产则通过在国外设立生产工厂方式, 完全转移到国外进行, 贸易和投资在整个过程之中的表现就是前期的出口贸易不断积累, 引致了后期对外直接投资的产生。Johanson和Vahlne (1977) 认为公司的国际化一般都遵循这样一个典型的过程, 先从出口贸易开始, 确立出口渠道, 进而建立销售分公司, 最后开始在东道国生产, 整个对外投资的过程完成, 作者认为出口是一种减少市场开发成本的方法, 可以帮助了解东道国市场的特点和规模, 为以后对东道国的投资提供了必要准备。Kumar (2007) 研究了印度改革之后对外直接投资大量增加的情况, 发现出口贸易不仅增强了出口企业的国际竞争力, 同时也给企业提供了其他国家可能存在的新兴机会的信息, 因此印度国内企业的出口强度会增加企业在国外经营的可能性。
国际学术界也有学者专门针对中国对外直接投资进行研究, Buckley和Clegg (2007) 从主流的解释新兴工业化国家对外直接投资的理论入手, 同时特别强调中国市场的特殊性, 从资本市场不完善、所有权优势和体制因素三个方面引入了对中国对外直接投资的分析, 构建了一个全新的分析中国对外直接投资的理论框架, 作者认为对于那些市场寻求型的中国企业来说, 来自中国的出口代表着母国与东道国之间的贸易强度, 1980-1990年间大部分对外直接投资的产生都是为中国的出口提供支持, 因此中国的对外直接投资与中国对东道国的出口正相关, 进口同样也应与中国对外直接投资有正相关关系。
总的来说, 虽然大部分的研究都支持出口贸易有利于对外直接投资的结论, 但分歧仍然存在, 目前尚不存在一个确定的结论。有学者对此问题进行了更深入的理论研究, 区分了企业发展的阶段或动机的差别, 并较好的融合了前人的研究成果, 其结论更具有一般性, 比如Bergsten (1978) 从公司全球化过程中垂直一体化和水平一体化的角度展开分析, 认为在公司全球化过程的早期, 垂直一体化可能是占主导地位的, 在这个阶段贸易和对外投资更多的会体现出一种相互补充的关系, 而在后期, 水平一体化会变的更为重要, 这个时候贸易和对外投资会出现相互替代的关系。Blonigen (2001) 注意到两国间贸易的产品可能是最终产品, 也可能是中间产品, 如果是最终产品的贸易, 那么通过对外直接投资的形式直接在东道国建厂生产, 满足东道国市场需求, 东道国原先从母国进口的商品就会减少, 即出口贸易与对外直接投资表现出负相关关系, 而如果是中间产品的贸易, 中间产品将会成为海外分公司的投入品, 从而加强了母国对东道国的出口, 即出口与对外直接投资之间会表现出正相关关系。
三、出口贸易影响对外投资的实证研究
针对出口贸易对中国对外直接投资影响在理论上的分歧, 有大量的学者也对该问题进行了实证研究, 实证结果与理论分析结果类似, 主要形成了以下两种不同的观点, 但出口贸易有利于对外投资的结论仍然是大部分实证研究的结论。
出口贸易不利于对外直接投资的观点。Kim和Kang (1997) 运用引力模型, 实证分析了韩国和日本1989-1993年间对外贸易与对外直接投资的关系, 实证结果表明出口市场的规模对韩国对外直接投资的影响大多是负向的, 尤其是在韩国对发达国家的金融及制造业对外直接投资上, 出口对其影响是显著负相关的。但对日本的实证分析结果则刚好和韩国相反, 出口贸易对日本对外直接投资的影响在大部分情况下都是显著的正面影响。Trevino和Daniels (1994) 对影响日本制造业对美国直接投资的因素进行了研究, 包括公司规模、公司先前出口经历、行业集中度、公司盈利能力和技术密集度, 并将日本制造业分为十个细分部门, 运用1984-1988年的数据进行了回归分析, 结果表明日本对美国之前的出口经历并没有与日本对美直接投资呈现出正相关关系, 反而在某些年份, 出口对直接投资有显著的负面影响。
出口贸易有利于对外直接投资的观点。Leftwich (1973) 较早研究了对美国直接投资的影响因素, 并回归分析了1962-1971年间35个国家对美国直接投资的数据, 包括美国市场规模、增长率和关税等等。Ajami和Barniv (1984) 在Leftwich研究的基础上, 增加了更多的独立变量来解释各个国家对美国直接投资的变化, 作者认为公司通过国际扩张的方式来为贸易创造条件, 贸易与对外直接投资之间应该是相互补充的关系, 因此进口或出口的变化会对对外投资有直接和正面的影响, 其实证分析结果也表明, 母国先前对美国的出口、母国的真实国民生产总值和利率都显著解释了1975-1980年间对美直接投资的变化。Damijan和Polanec (2007) 运用公司层面的微观数据, 建立了概率模型对斯洛文尼亚的对外直接投资进行分析, 结果表明拥有出口贸易份额越高的公司, 其在国外建立分公司的可能性越大。Lipsey和Weiss (1981, 1984) 用实证的方法分析了美国对东道国的直接投资和对东道国的出口之间的相关关系, 结果也表明了美国对东道国的出口对美国的对外投资有正向的影响。
对中国市场的研究方面, Buckley和Clegg (2007) 研究了进出口贸易、市场规模、汇率等因素对中国对外直接投资的影响, 作者在研究中采用了混合普通最小二乘模型和随机效应模型, 对49个接受中国对外直接投资的东道国1984-2001年间的相关数据进行了分析, 结果表明, 出口对中国对外直接投资有显著的正面影响, 该结论与作者之前的假设相符合, 表明对外直接投资是跟随贸易的发展而产生的。
参考文献
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直接出口 篇5
摘要：国际直接投资与国际贸易是一国参与世界经济的主要途径，国际直接投资会对国际贸易产生替代或互补不同的作用和影响。随着一带一路战略的不断推进，中国与中亚各国在投资与贸易等方面的合作迎来了前所未有的机遇。文章运用引力模型，实证分析了中国在中亚五国直接投资的出口贸易效应。研究结果显示，中国对中亚五国的直接投资短期内贸易促进效应不显著，长期来看促进效果明显。
关键词：直接投资；一带一路；贸易效应
理论研究表明，直接投资对出口既有创造性，也可能存在替代性。研究我国对中亚国家直接投资的贸易效应，可以验证我国对中亚国家的投资是促进了贸易发展还是代替贸易。如果直接投资促进了中国对中亚的贸易就说明可以实现“走出去”和出口并重，我国就应该加大对中亚国家的市场开拓并实现产业升级；如果直接投资替代了中国对中亚国家的出口就说明我国对中亚的投资集中在中亚国家的进口替代行业，我国就应该在投资和出口之间做出权衡。这种背景下，我们研究中国对一带一路向西率先经过的中亚五国的贸易效应无疑具有重要的理论和现实意义。
一、 文献综述
国际投资与国际贸易是一国参与世界经济的两个重要途径，根据前人研究成果得知国际直接投资会对国际贸易产生替代效应或互补效应，但两者关系问题上并无定论。Mundell（1957）最早对国际直接投资与国际贸易之间的关系进行了理论研究，认为国际直接投资会对国际贸易产生替代效应；R.Vernon（1966）提出产品生命周期理论认为在产品创新阶段、成熟阶段和标准化生产阶段投资对贸易的替代互补效应是不确定的；小岛清（1978）的边际产业转移理论则认为直接投资与国际贸易之间存在互补关系； Markusen和Venables（1998）指出当两国市场规模和要素禀赋相近时，横向一体化的对外直接投资替代了国际贸易。
张春萍（2012）通过面板数据实证研究得出中国对不同类型的国家的直接投资对贸易的创造效应程度是不同的；柴庆春，胡添雨（2012）运用引力模型分析了中国对东盟和欧盟对外直接投资的贸易效应的差异，认为我国对外直接投资的贸易效应存在区域差异，对发展中地区的投资产生较大的贸易促进作用；胡颖，董莉（2014）以俄罗斯和中亚国家为样本，通过面板数据的协整分析得出中国对俄罗斯既中亚国家的直接投资有明显的出口促进效应，除塔吉克斯坦和吉尔吉斯斯坦外也都具有进口促进效应。已有文献对我国直接投资的贸易效应研究中，大多是从总体上研究我国对外直接投资的贸易效应或对不同类型国家直接投资的贸易效应，对中亚国家直接投资的贸易效应研究主要侧重于对直接投资存量的考查。本文运用引力模型，同时考查直接投资存量和流量对出口的影响，对近十年的面板数据进行固定效应回归分析，来探讨中国对中亚国家直接投资的贸易效应。
二、 中国对中亚国家贸易、直接投资的现状
1. 中国与中亚国家贸易发展现状。中國与中亚五国建交以来，双边贸易增长迅速。从近十年数据来看，2005年～2012年，中国与中亚五国的双边贸易额年均增速达36%，2013年增速显著放缓，2014年受世界经济低迷和中国经济增速放缓的影响贸易额有所下降。中国与中亚五国贸易额虽有波动，但总体贸易规模不断扩大，2014年中国与中亚五国进出口贸易总额达到了441.53亿美元（UN Contrade），与建交之初相比增长了100多倍。
从图1中可以看到，受世界经济低迷的影响，2014年中国与中亚五国的贸易额有所下降，较2013年有所下降，2013年502.74亿美元较2012年的469.28增长了7.13%，与2011年、2012年的年增长率18%和31.58%有所放缓。而中国对中亚五国的出口额除在2008年金融危机波动较大外，均保持增长。
2014年中国与中亚五国的贸易量从多到少依次为哈萨克斯坦、土库曼斯坦、吉尔吉斯斯坦、乌兹别克斯坦、塔吉克斯坦；如表1所示，中亚五国中哈萨克斯坦与中国的贸易量始终位于五国之首；以2010年为基期中国与土库曼斯坦贸易增长速度最快。
2. 中国对中亚五国OFDI现状。中国对中亚五国的直接投资自2005年以来持续增长，如图2所示，2014年底，中国对中亚五国的直接投资存量达到100.93亿美元。中国对中亚五国的OFDI主要集中在哈萨克斯坦，2014年底，中国在哈萨克斯坦OFDI存量达到75.41亿美元，占中国对中亚五国OFDI存量的74.7%。而且在中国对亚洲投资存量分布国家和地区中，我国对哈萨克斯坦的直接投资存量仅次于中国香港和新加坡位于第三名。
从趋势来看，中国对中亚国家直接投资流量是增加的，但是各年份波动较大，如图3所示，其中2012年达到峰值33.8亿美元。中国对哈萨克斯坦直接投资2013年增速放缓，2014年对哈萨克斯坦的直接投资流量为负，而在同期对乌兹别克斯塔和土库曼斯坦直接投资流量增幅较大。
鉴于以上分析，我们基本可以看出，对中亚五国的直接投资存量与对中亚五国贸易都呈增长趋势，而流量波动较大与贸易关系不明显。为了进一步验证这一观点，本文接下来通过引力模型来实证分析中国对中亚五国直接投资的出口贸易效应。
三、 实证研究
通过文献研究可以发现，中国对外直接投资的贸易效应因地区和投资方式不同而有差异。在以上中国对中亚国家直接投资与贸易的数据分析的基础上，通过实证模型进一步验证我国对中亚OFDI的贸易效应。
1. 建立模型。本文采用引力模型来分析直接投资与国际贸易之间的关系。引力模型最先来源于万有引力定律，Tinbergen（1962）首次将贸易引力模型应用到贸易领域，Linnenman等人将引力模型应用于FDI与贸易流动的实证研究，引力模型成为研究对外直接投资与国际贸易之间关系的有效工具。
本文选取确定中国对中亚五国的出口额为因变量，对中亚五国直接投资存量和直接投资流量为自变量，建立中国对中亚五国的OFDI的出口贸易效应模型，研究中国对中亚五国直接投资对进出口的影响。采用的模型为：
lnEXit=？琢+？茁lnOFDIit+？姿lnOFDILit+？着it
其中，EXit代表时间中国对中亚五国中国家的出口，OFDIit代表t时间中国对中亚五国中 国家的的对外直接投资存量，？琢、？茁、？姿为带估计参数，？着为误差项。
2. 数据来源。由于我国从2002年开始建立对外直接投资统计制度，因此本文选择了近十年的面板数据，时间跨度为2005年～2014年，横截面为中亚5国哈萨克斯坦、土库曼斯坦、吉尔吉斯斯坦、塔吉克斯坦、乌兹别克斯坦。
本文利用贸易引力模型，运用OLS回归方法，研究中国对中亚五国OFDI的贸易效应。具体数据选择2005年～2014年中国对中亚五国的直接投资存量、直接投资流量、中国对中亚国家的出口额。中国对中亚五国的直接投资流量和存量数据来自各年度的《中国对外直接投资统计公报》，2005年～2013年中国对中亚各国的进出口额来自各年度的《中国统计年鉴》2014年中国对中亚各国的进出口额来自于UN Contrade。实证研究工具运用Stata 13.1。
3. 中国对中亚五国OFDI出口贸易效应的实证研究。
（1）Hausman检验。运用stata13.1对模型进行Hausman检验结果如表2所示，由于Hausman检验的P值为0.000 0<0.05，因此拒绝原假设选择备择假设，应建立个体固定效应模型。
（2）F检验。F检验的目的是在混合回归和固定效应间进行选择，原假设为？琢i=0。通过检验得到结果，在出口与直接投资的F检验中，F=14.41大于0.05显著性水平下F的临界值，应当选择建立个体固定效应模型。
（3）回归分析。分析回归结果可以看到，直接投资流量的回归系数不显著，直接投资存量的回归系数再5%的置信度下显著。回归结果说明了中国对中亚五国的直接投资在短期内对出口的影响不明显，经过一定时间的积累达到一定规模后直接投资对出口的促进效果才能体现。因此，从中长期角度来看，中国对中亚五国的直接投资是出口促进型的。从系数来分析，该回归结果显示，中国对中亚五国的直接投资存量每增加1%，则会导致中国向中亚国家出口增加0.344%。
四、 结论与政策建议
1. 结论。
（1）通过实证分析可以知道中国对中亚国家的直接投资的出口效应为互补关系，中国对中亚国家的直接投资具有明显的出口促进作用，这与我们在第二部分中的分析相一致。
（2）中国对中亚国家的直接投资的长期效应显著。以上计量分析显示，中国对中亚五国直接投资流量的系数均不显著，而直接投资存量回归系数显著。这一结果说明短期内对中亚国家的直接投资不能带来出口的明显增长，从长期来看对外直接投资能够促进出口贸易的发展。中国对中亚国家的直接投资存量对出口的影响显然大于直接投资流量对出口的影响。
2. 政策建议。
（1）从长远来看，一方面要明确加大中亚投资的战略意义，打造中亚利益共同体。实证分析的结论揭示了我国对中亚地区的投资所带来的贸易促进效应和即远期的具体影响。这就给出于中亚地区的战略安全、能源策略、国家博弈等地缘政治因素需施加经济影响的原因之外，更增加了现实经济性因素的实证支撑。因此，扩大对中亚地区的直接投资应成为国家丝绸之路经济带战略最为重要的子战略，本着打造中亚利益共同体的高度，完善我国与中亚地区的合作机制，力促投资份额的扩大。
另一方面，对中亚的投资做到“统分结合、高低兼顾、予取相权”。从投资对象上，要将中亚五国作为整体来对待，以形成良好的规模效应；但各国的差异性又需要在投资策略中有所区别，要发挥对重点国家的示范效应。从投资主体和行业定位上，应做到国家主导的主体和民营主体的有机结合，投资的行业选择应该做到战略性产业与边贸经济相关产业的有机结合。从对投资回报的预期上，投資的贸易促进效应建立在存量积累的效果上，所以对于当期产出的关注应放在一个相对长远的立足点上，而不应过分拘泥短期效果。
（2）从目前来看，要完善合作机制、加大政策扶持。当前亚信会议和上合组织的合作机制为促进中亚投资打下了一个初步的基础，但在多元博弈的格局下，如何寻找更有利于我国与中亚双边投资贸易自由化发展的机制显得很紧迫。在巩固现有的框架的基础上，我国应该更为主动的通过经济援助、利益互换、园区建设、基金投资等方式，进一步加强对中亚地区投资便利的政策谈判，从国家政策层面加大对投资优惠政策、投资环境保障、投资服务配套等便利性措施的支持。
参考文献：
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[2] Helpman E，Multinational corporations and Trade structure[J].the Review of Economics Studies，1985.
[3] Kojima. K， FDI： a Japanese Model of Multinational Business Operations， Groom Helm， 1978.
[4] 柴庆春，胡添雨.中国对外直接投资的贸易效应研究——基于对东盟和欧盟投资的差异性的考察[J].世界经济研究，2012，（6）.
[5] 张春萍.中国对外直接投资的贸易效应研究[J].数量经济技术经济研究，2012，（6）.
[6] 张纪凤，黄萍.替代出口还是促进出口——我国对外直接投资对出口的影响研究[J].国际贸易问题，2013，（3）.
[7] 项本武.对外直接投资的贸易效应研究——基于中国经验的实证分析[J].中南财经政法大学学报，2006，（3）.
作者简介：孙玉琴（1965-），女，汉族，北京市人，对外经济贸易大学国际经贸学院教授、博士生导师，研究方向为中国对外贸易理论和政策、外资理论和政策、制度变迁与经济增长；郭惠君（1981-）（通讯作者），女，汉族，河南省安阳市人，对外经济贸易大学国际经贸学院博士生，研究方向为中国对外贸易理论与政策、FDI。
直接出口 篇6
关于外商直接投资 (FDI) 与对外贸易的关系一直是学术界研究的重点问题之一, 对这一问题的传统理论观点主要分为两类:一是以蒙代尔 (Mundell) 为代表的, 他1957年提出的贸易与投资具有替代关系的理论, 他认为:在没有贸易壁垒时, 国际贸易会替代要素流动, 导致国际间要素价格均等化。而在存在国际贸易壁垒的情况下, 会导致国际间资本报酬的差异, 从而引发资本要素流动, 此时外商直接投资替代国际贸易;二是以日本经济学家小岛清为代表的1978年提出的贸易和投资具有互补关系的理论:当从本国具有比较劣势的边际产业开始对外投资时, 此时的投资是贸易创造性的, 外商直接投资与国际贸易是互补的。
新疆地处我国西北边陲, 是通往中亚的桥头堡, 有着发展出口贸易的独特区位优势。大力发展出口贸易对新疆经济发展具有重要作用, 本文根据新疆1995—2010年的FDI与出口的相关数据, 运用计量方法分析新疆FDI与出口贸易的关系。
二、新疆使用FDI与出口贸易的发展状况分析
从表1的数据来看, 1995年以来, 新疆每年使用FDI数量有所波动, 特别是受1997年亚洲金融危机的影响, FDI从1996年的6639万美元骤降到1997年的2472万美元, 而1998—2001年, 新疆每年使用FDI数量波动很小, 基本徘徊在2200万美元左右, 2002—2005年, 每年使用FDI数量也在4400万美元左右。2006年开始, 新疆的FDI数量开始进入一个快速增长阶段, 年均增长率为24%。2006年达10336万美元, 同比增长了118%, 到2010年更是增长到了23748万美元。与此同时, 新疆出口贸易的增长虽然有所波动, 但总体来说大趋势还是逐渐增长的, 特别是2002—2008年期间, 新疆出口额从2002年的13.1亿美元增加到2008年192.9亿美元, 6年增长了近15倍, 而2009年受国际金融危机的影响, 新疆出口额下滑至108.2亿美元, 2010年又有所回升, 达到129.7亿美元。
从图1可以看出, 虽然新疆在使用FDI总量上和出口额有较大的差距, 但总体来说两者的发展趋势是基本吻合的, 由此可以推测新疆FDI与出口贸易之间存在着某种关系。
资料来源:新疆统计年鉴1996—2010年整理而得, 2010年数据来源于乌鲁木齐海关网站。
三、新疆使用FDI和进出口之间的实证分析
(一) 变量和数据选取
本文利用新疆实际使用外商直接投资额作为FDI流入量, 用新疆的出口额来衡量出口贸易。使用表1中的数据, 对新疆1995—2010年的出口额 (EX) 和实际使用外商直接投资额 (FDI) 进行计量分析, 进而研究新疆FDI和出口贸易之间的关系。
(二) ADF检验时间序列的平稳性
在进行时间序列分析时, 理论上要求所用的时间序列是平稳的, 否则会产生“伪回归”现象。因而在对变量进行回归分析前, 要通过对单位根的检验来判定时间序列的平稳性。这里采用ADF方法进行单位根检验。
为了消除数据中可能存在的异方差, 先对序列FDI和EX的数值取对数, 分别表示为LnFDI和LnEX。运用Eviews5.0检验结果如下:
注:△表示变量的一阶差分;检验形式中c表示常数项, t表示时间趋势项, P表示滞后阶数, 由AIC最小原则选取。
(三) 协整检验
从表2可以得出FDI和EX这2个时间序列是一阶单整的, 符合协整理论中同阶单整序列可以进行协整检验的要求。常用的协整检验有Johansen检验和Engle-Granger检验。本文采用Johansen检验, 运用Eviews5.0得到LnEX和LnFDI的协整检验结果如下:
根据表3的结果可知在5%水平下, 假设R=0时, 即外商直接投资和出口贸易不存在协整关系的假设被拒绝。原假设R≤1在5%水平下的似然比统计值为0.9729, 小于临界值3.8415, 不能拒绝原假设, 即外商直接投资和出口贸易存在协整关系。协整方程如下:
LnEX=1.2138LnFDI
(0.12326)
括号内的数值为LnFDI估计系数的标准差。
(四) 格兰杰因果关系检验
由上面的协整检验结果可知新疆的外商直接投资和出口贸易之间存在着长期均衡关系, 但这两者之间是否构成因果关系还需要进一步验证。这里采用Granger因果关系检验法, 运用Eviews5.0得出的结果如表4所示。Granger因果检验对滞后阶数比较敏感, 选择不同的滞后期可能使得到的结果会不一致, 这里分别取滞后期数为1, 2, 3进行检验。结果说明在滞后期为1, 2时, 在1%的水平下, LnEX是LnFDI的Granger原因, 而LnFDI不是LnEX的Granger原因。在滞后期为3时, LnEX不是LnFDI的Granger原因, LnFDI不是LnEX的Granger原因。综上所述, 在滞后期为1, 2时存在着一个单向的Granger因果关系:新疆的出口贸易是外商直接投资的Granger原因。
四、结果分析和对策建议
表4结果说明, 新疆的FDI不是新疆出口贸易变动的原因。主要原因:一是新疆的出口产品很大部分来自于其他省份, 新疆只是进行转口贸易;二是新疆使用的FDI总体规模很小且FDI投资的出口导向型企业不多, 导致FDI对出口的贡献很小, 没有体现应有的FDI对出口的促进作用。这里以2008年为例, 新疆外商直接投资企业出口额为23039万美元, 仅占新疆出口总额的1.2%, 而2008年全国平均外商投资企业出口额占全国总出口额的55.3%, 新疆远远低于全国平均水平。
当滞后数为3时, 新疆出口贸易是新疆FDI变动的原因。说明随着新疆出口贸易规模的不断扩大, 不仅加快了新疆的资本积累速度和提高了优势资源配置效率, 而且加大了新疆对外影响力, 使得新疆特有的一些优势, 如丰富的自然资源和区位优势开始引起更多外商的关注, 吸引了更多的FDI进入新疆。
对于如何加快新疆FDI的发展, 进而促进新疆的出口贸易从以转口贸易为主转变为地产品出口贸易, 提出以下建议:1.发挥政府主导作用。政府通过制定和完善更具有吸引力的FDI引进政策, 加大新疆的对外开放度, 创造良好的引资大环境, 同时争取国家层面的支持, 与国际性机构、国外政府和企业建立更广泛的联系, 拓宽引资渠道。2.充分利用新疆的资源和区位优势。新疆与中亚八国接壤, 是中国向西开放的主阵地, 地缘优势突出。中亚地区有着广阔的市场前景, 新疆通过引进FDI来加快发展具有相对优势和具有潜力的产业, 促进新疆出口贸易和经济的发展。3.加快基础设施建设。新疆地处西北, 自然环境恶劣, 虽然近年来基础设施建设有了很大进展, 但和东部地区相比仍然较为落后, 而良好的基础设施是吸引FDI的一个重要因素, 因此加快新疆基础设施建设对FDI引入有着重要作用。
参考文献
[1]张鹏.外商直接投资与中国对外贸易关系研究[M].经济科学出版社, 2008.
[2]岑丽君.外商直接投资与出口贸易的关系——基于浙江省的经验分析[J].统计科学与实践, 2010 (10) .
[3]张磊, 王敏.FDI与上海进出口之间关系的协整分析[J].国际商务, 2008 (6) .
直接出口 篇7
一方面, 在海外建立跨国子公司需要从母公司购买资本设备, 原材料等;另一方面, 子公司在国外经营过程中, 在很长的一段时期需要内从母国进口中间产品和零部件, 从而对出口行成持续性的带动作用, 尤其是在加工装配行业这一效应更加明显。无论是什么类型的对外直接投资都可能会对出口贸易行成促进作用。为开辟海外市场和出口服务为目的的市场导向型对外直接投资, 可以通过在东道国建立贸易服务机构, 建立国际销售网络等就可以促使本国的出口贸易增加。再来看资源导向型对外直接投资, 资源的开采带动了本国相关开采设备和技术的出口, 本国的中间产品需求增大, 出口随之增加。技术导向型对外直接投资, 利用他国先进的技术提高本国产品的技术含量和质量, 降低生产成本, 有利于提高本国产品在国际市场上的竞争力, 增加出口。
对外直接投资也可能对出口造成替代作用。首先, 无论是为规避贸易壁垒或将国内市场相对饱和生产能力过剩的产业转移到国外而进行的市场导向型对外直接投资, 还是为降低运输与生产成本进行效率导向型对外直接投资, 生产基地转移到国外后, 在东道国生产的产品将直接在当地销售或转到其他国家, 从而代替母国同类产品的出口。东道国利用母国转移出去的技术设备, 或者通过大量的模仿大量生产该产品, 自给自足, 不需要从母国进口甚至成为母国的竞争对手, 出口到其他国家, 从而影响母国该产品的出口。此外, 国外分支机构在东道国的当地采购也会替代母国中间产品的出口。
二、我国对外直接投资和出口贸易的关系的实证分析
1. 分析方法。
在宏观经济中, 许多经济指标都随机游走, 特别是遇到突发性事件, 波动更加剧烈, 但从长远来看, 他们之间还是存在一定的联系, 如出口贸易和对外直接投资。面对分析这类非平稳变量之间的数量关系, 我们主要采用协整分析的方法。所谓的协整是指若两个或者两个以上非平稳的变量序列, 他们某个线性组合后的序列呈平稳性。此时我们称这些变量序列间有协整关系存在。协整理论是Engle和Granger在1978年提出的。利用协整理论, 不仅可以做出一个准确的判断, 还能对所得结论的正确性进行检验。张应武 (2007) 在运用协整分析对我国对外直接投资和出口贸易的关系做了相关研究, 并得到预期结论。可见, 协整分析完全适用于本文的研究。
2. 数据与变量。
为减少因为统计误差, 样本数据选自《中国统计年鉴》。在已有的文献中大部分学者都是以OFDI直接作为解释变量来探讨0FDI对出口贸易的影响, 蔡锐和刘泉 (2004) 认为, OFD I在中国发挥作用时, 中国的吸收能力存在实质问题。本文用EXP代表出口, 为了消除时间序列中的异方差性, 我们对EXP和OFDI进行自然对数变换, 分别用LNEXP和LNOFDI表示自然对数的EXP和OFDI。
3. 实证分析过程。
(1) 平稳性检验。大多数经济指标往往具有波动性, 不利于直接研究。为了研究方便, 减少数据的波动性, 消除时间序列中存在的异方差, 但并不改变变量原有的特征, 所以通过对每个变量序列取自然对数, 以达到预期效果。得到的新时间序列变量分别记做LNOFDI和LNEXP。为进一步判断LNOFDI和LNEXP序列的平稳性, 我们采用单位根检验法来进行验证。运算结果说明:序列LNEXP存在单位根, 该时间序列不平稳, 但对它一阶差分后, 有单位根的概率只有0.0001, 小于0.05, 可以认为该系列一阶差分后基本平稳。同样, 序列LNOFDI也存在单位根, 该序列不平稳, 对它进行一阶差分后, 有单位根的概率只有0.000, 可以认为该系列一阶差分后基本平稳。
(2) 格兰杰因果检验。变量LNEXP和LNOFDI都呈现不断上涨的趋势, 且变动方向较为一致, 这说明, 他们之间存在很强的相关关系。LNOFDI和LNEXP的相关系数为0.9273, 这说明两者之间存在着密切的正相关性, 相关性高达93%。
我们已经确定两者之间存在很高的相关性, 但还无法判定两变量之间引起变化的影响关系, 因此需要借助格兰杰因果检验, 来揭示中国对外直接投资与出口贸易之间的相互促进关系。运算序列LNOFDI和LNEXP的格兰因果检验结果如下表1。
运算结果表明, EXP不能够解释对外直接投资增长的概率达到55.45%, 而对外直接投资增长不能够解释出口贸易增长的概率只有1.38%。因此我们认为, LNEXP不是LNOFDI的解释因素, 但是LNOFDI是LNEXP的解释因素。可以得出我国EXP的增长不是OFDI增长的原因, 但OFDI的增长是对EXP增长的原因, 我国的出口贸易与我国对外直接投资之间有单向的因果关系。
(3) 回归分析。
对LNEXP和LNOFDI的水平变量建立回归方程, 进行OLS回归, 回归结果如下:
LNEXP=1.25LNOFDI-6.08
分析结果显示R-squared和Adjusted R-squared分别为0.86和0.85, 说明方程拟合良好, 系数的P值均小于0.05, 拒绝系数为0的原假设。
(4) 残差检验。仍然使用软件对协整回归的残差序列平稳性检验, 运算结果如:
由结果检验得知, 残差具有单位根的概率为0.0344, 属于平稳序列, 因此回归模型具有合理性。
三、结论分析
分析上述研究结果, 我们得出以下结论:
1.我国对外直接投资和出口贸易之间的相关性高达93%, 这也很好的解释了对外直接投资和出口贸易的增长趋势基本一致。因此, 在研究经济增长时, 对外直接投资和出口贸易两者之间的互动关系也很有必要考虑进去。
2.我国EXP的增长不是OFDI增长的原因, 但OFDI的增长是EXP增长的原因, 即我国的出口贸易与我国对外直接投资之间有单向的因果关系。
3.以上所有的数据验证了出得出我国对外直接投资和出口贸易两者有某种特定的微妙关系, LNEXP=1.25LNOFDI-6.08即出对外投资每增加一个单位, 对外投资相应增加1.25个单位。可见对外直接投资的增长的确能带动我出口贸易的增长。
四、对外直接投资拉动出口贸易的建议和对策
1. 适当引导企业对外投资行为。
引导工业制造企业既坚持走出国门开展生产基地建设, 通过持续不断的跨国直接投资转移到要素成本相对企业所在地更低的其他国家, 以推动出口结构双向升级;鼓励具备跨国经营条件的企业制定国际化发展战略, 培育企业的国际竞争力。
2. 加强政府的宏观指导和扶持作用。
设立有关机构, 对对外直接投资行为进行归口管理, 协调对外直接投资行为。颁布相关的法律法规, 规范对外直接投资行为。在综合考虑各种因素的基础上, 制定海外直接投资的中长期发展规划。在投资区位的选择上, 将境外投资的重点放在发展中国家, 有针对性的开展对发达国家的投资;在行业选择上, 以国内具有比较优势的行业作为对外的投资的重点, 突出资源导向型和出口导向型行业的发展。制订优惠政策, 鼓励符合国家产业投向的对外直接投资行为。
3. 培育企业的国际竞争力。
直接出口 篇8
浙江是中国最早实行对外开放的省份之一, 外商直接投资和对外贸易发展迅速。浙江省自1984年开始引进外商直接投资以来, 不论是合同外资还是实际到位外资都呈现出增长的态势, 2007年合同外资和实际到位外资分别为204亿美元和103.7亿美元, 同比分别增长6.8%和16.6%。与此同时, 浙江对外贸易也呈现出持续增长的态势, 2007年浙江省进出口总额为1768.4亿美元, 同比增长27.1%, 其中进口485.4亿美元, 增长26.9%, 出口1283亿美元, 增长27.2%。 (1)
相关的研究表明, 作为对外经济关系中的两个基本组成部分, 我国吸引的外商直接投资与对外贸易之间表现出高度的协同性, 具体体现在二者在总量和结构上的高度相关。本文根据浙江省的具体情况, 分两个阶段对浙江省外商直接投资与出口贸易的协同性进行实证分析。
1 浙江省外商直接投资与出口贸易的发展阶段
图1和图2分别为1986～2007年浙江省实际利用外资和出口额的趋势图。从图1中可以看出, 浙江省实际利用外资除1997和1998年出现微小下滑外, 整体呈上升趋势。其中, 1986～1992年浙江省实际利用外资缓慢增长, 处于“起步阶段”;1993～2000年呈现平稳增长的态势, 进入“逐步发展阶段”;2001年以后开始迅速增长, 进入“高速发展阶段”。从图2中可以看出, 浙江省的出口额一直呈现出上升趋势, 1986～2000年出口额稳步增长, 而2001年后开始出现加速增长趋势。对比图1和图2可见, 1986～2007年浙江省外商直接投资和出口额都呈现出上升趋势, 并且1986～2000年都呈现稳步增长趋势, 而2001年后都进入了急速上升的阶段。由此可以初步判断, 外商直接投资和浙江省出口额之间存在协同性。
本文将浙江省吸引外资的“起步阶段”和“逐步发展阶段”合并为一个阶段, 与“高速发展阶段”进行对比研究, 即以2001年为分界点, 对1986～2000年和2001～2007年浙江省吸引外资与出口贸易进行实证分析, 从而准确反映这两个阶段二者之间的协同性。
2 两阶段浙江省外商直接投资与出口贸易协同性的实证分析
2.1 1986～2000年的实证分析
由于从外商直接投资的进入, 到形成生产能力, 并形成出口, 都需要一个过程, 尤其是要将外商直接投资的先进技术和管理经验整体移植到东道国企业中, 更是一个长期而持续的过程, 因此, 外商直接投资对贸易的影响是动态的, 具有滞后性。由于存在这种滞后性, 外商投资企业的出口及我国出口总额并不只受到当年外商直接投资流量的影响, 还受到外商直接投资存量的影响。
为了分析外商直接投资对出口的影响, 本文将FDI (当年外商直接投资额) 、FDIC (截止当年外商直接投资存量) 、FDI-1 (上一年外商直接投资额) 、FDIC-1 (截止上一年外商直接投资存量) 、FDI-2 (前两年外商直接投资额) 、FDIC-2 (截止前两年外商直接投资存量) , 作为可能影响出口额EX的变量, 运用Eviews软件, 分别测算这些变量与出口额之间的相关系数, 结果如表1所示。
表1显示, 外商直接投资与出口额之间有非常强的相关性。其中, 外商直接投资流量与出口额的相关系数都小于存量与出口额的相关系数;在流量数据中, 当年的相关系数小于前一年, 而前一年的相关系数又小于前两年;在存量数据中, 前一年的相关系数最高, 当年的次之, 前两年的最小。这些都表明外商直接投资对出口的影响具有滞后性。
综合表1中的相关系数, 可以看出, 前一年外商直接投资的流量和存量与出口的相关程度, 在整体上比当年及前两年的更为显著。经测算, FDI-1与FDIC-1的相关系数达到了0.980929, 说明存在明显的线性相关, 因此, 保留FDIC-1作为解释变量。
本文所使用数据取自于1986～2007年度浙江省外商直接投资和出口流量数据, 数据来源于浙江省统计局和浙江省对外贸易经济合作厅网站公布的统计数据。由于数据的自然对数不改变协整关系, 并能使趋势线性化, 消除时间序列中存在的异方差现象, 所以对外商直接投资和出口额进行了自然对数变换, 分别用LEX和LFDIC-1表示。
在进行回归之前, 用ADF单位根检验方法来检验时间序列的平稳性及单整阶数, 结果见表2。
注: (C, T, L) 中的C, T, L分别表示模型中的常数、时间趋势和滞后阶数;*、**、***分别代表1%, 5%, 和10%的显著性水平。
由表2可以看出, 时间序列变量LEX和LFDIC-1本身是非平稳序列, 其一阶差分变量iLEX和iLFDIC-1仍然属于非平稳序列, 但其二阶差分变量iiLEX和iiLFDIC-1却都是平稳序列。因此, LEX和LFDIC-1是二阶单整序列。运用Eviews软件, 得到的估计方程为:
该估计方程中, 调整后的拟合优度为0.980033, F统计量为688.1550, 整体方程显著, 并且解释变量通过了显著性检验。对回归残差做单位根检验, 得到的t检验值为-1.765253, 小于10%显著水平下的ADF临界值-1.6295, 说明残差序列为平稳序列, LEX和LFDIC-1之间存在协整关系。LFDIC-1的系数为0.421942, 说明前一年的外商直接投资存量每增加1%, 浙江省的出口额增加0.421942%。
2.2 2001～2007年的实证分析
2001～2007年浙江省出口额与外商直接投资流量和存量的相关系数见表3。
与表1类似, 2001～2007年外商直接投资流量与出口额的相关系数都小于存量与出口额的相关系数但与表1不同的是, 在表3的流量数据中, 前一年的相关系数最大前两年的次之但二者相差不多明显与表不同的是存量数据, 表3中存量相关系数是当年的最高, 前一年的次之, 前两年的最小。这表明经过前期的积累, 2001年后的这一阶段, 当年外商直接投资对出口的影响更大。由于当年外商直接投资存量与出口额的相关系数与前一年的相差不大, 为了便于与1986～2000年的回归结果进行比较, 仍然将FDIC-1作为解释变量。同样对EX和FDIC-1进行自然对数变换后, 用ADF单位根检验方法来检验时间序列的平稳性及单整阶数, 结果见表4。
注: (C, T, L) 中的C, T, L分别表示模型中的常数、时间趋势和滞后阶数;*、**、***分别代表1%, 5%, 和10%的显著性水平。
由表4可以看出, 时间序列变量LEX和LFDIC-1本身是平稳序列, 运用Eviews软件, 得到的估计方程为:
该估计方程中, 调整后的拟合优度为0.993887, F统计量为976.567, 整体方程显著, 并且解释变量通过了显著性检验。对回归残差做单位根检验, 得到的t检验值为-2.481436, 小于5%显著水平下的ADF临界值-2.0189, 说明残差序列为平稳序列, LEX和LFDIC-1之间存在协整关系。LFDIC-1的系数为1.23621, 说明前一年的外商直接投资存量每增加1%, 浙江省的出口额增加1.23621%。
3 两阶段的比较与分析
根据以上两个阶段的回归结果, 可以发现, 在1986～2000年的这段时间内, 前一年的外商直接投资存量每增加1%, 浙江省的出口额增加0.421942%;而在2001～2007年间, 前一年的外商直接投资存量每增加1%, 浙江省的出口额增加1.23621%。相同的外商直接投资存量增长百分比引起的出口增长上升了0.8143%, 表明两阶段外商直接投资与浙江省出口额之间的协同性存在明显差异, 在后一个阶段, 外商直接投资对浙江省出口的促进程度更强。
造成这种差异的原因主要在于浙江省的民本经济发展模式向“以民引外”模式发展。改革开放以后, 民营经济成为浙江经济发展的主要驱动力, 浙江的经济发展模式是以内向型、自给自足的民本原始积累资本积累的“自立型”发展模式。80年代中期这种发展模式进入快速发展阶段, 浙江成为全国民营经济发展较快、影响较大的省份。在这种发展模式下, 浙江省生产力布局相对比较分散, 生产要素积聚程度低, 企业规模小, 地区分布分散。而根据外商直接投资理论, 东道国某一地区的本地企业规模、拥有的资源和科技实力是外商直接投资考虑的重要因素, 也是外商直接投资平均规模的重要决定因素。因此, 在1986～2000年这一阶段, 浙江省外商投资企业规模较小。并且进入90年代后, 浙江省民营企业出口增长迅速外商投资企业规模较小和民营企业出口的迅猛增长导致这一时期外商直接投资对出口的拉动效应不大。
浙江民本经济发展模式的一个突出特点是依靠内源性资金自立发展, 随着时间的推移和国内外竞争的加剧, 仅仅依靠民营企业自身封闭发展, 很难在短时期内突破技术、管理、制度和理念等瓶颈制约。我国2001年加入世界贸易组织后, 一些浙江民营企业开始探索“以民引外”的发展模式, 即借助民营企业自身的优势, 引进外资来推动浙江经济的进一步发展。在这种发展模式下, 浙江的外商投资规模迅速拉升, 浙江民营企业在专业化生产方面的优势, 借助外资的海外销售渠道, 对浙江省出口拉动效应迅速提升。这也可以从浙江省外资企业的出口占比和增幅变化里得到验证。1999年浙江省外资企业出口占比为25.86%, 经过几年的稳步攀升, 到2006年, 浙江省外资企业出口占比已经达到37.62%, 同比增长39.2%, 并且第一次出现了外资企业出口同比增长超过民营企业 (3)
参考文献
[1].曲韵.改革开放后中国对外贸易与外来直接投资发展的同步性[J].中国经济史研究, 2006, (4)
[2].王韦琳, 罗小明.两种FDI模式对我国出口贸易影响的比较研究[J].世界经济研究, 2006, (9)
直接出口 篇9
随着我国经济的快速发展,外汇储备规模逐步扩大。2004年6月,我国外汇储备总量为4706亿美元,到2014年6月,已达39932亿美元,十年间增长了近8倍。外汇主要来源于出口和外商直接投资。一方面,我国贸易长期保持顺差,导致外汇储备的快速增长;另一方面,改革开放以来,我国引资政策决策了经常项目与资本项目长期“双顺差”。近年来,我国国际外汇收支长期处于支出小于收入的不平衡状态,形成巨大的外汇储备,将增加机会成本,所以研究外汇储备与出口和外商直接投资之间的关系,可以为我国相关政策的制定和实施提供参考。
学界对外汇储备与净出口、外商直接投资、汇率等变量关系的研究结论主要分为两类:一是研究关于影响外汇储备的因素,郭梅君、蔡跃洲(2006)认为影响外汇储备的因素有人均GDP、外贸依存度、外汇收支波动性、进口倾向及外债规模;傅建东(2010)采用1986—2009年年度数据,得出外商直接投资是促进外汇长期增长十分重要的因素,提出应合理调节外商直接投资来改善巨额外汇储备带来的不同效应;段洁新、王志文、陈丹(2013)等认为外汇储备规模与出口总额、进口总额、外商直接投资、短期外债余额和人民币汇率等影响因素之间存在长期协整关系。二是实证分析关于外汇储备与各影响因素之间关系,何青、杨晓光(2003)通过建立国际收支联立方程组,扣除出口和FDI对国际收支余额的贡献后发现,FDI对外汇储备增长的贡献已经接近出口,并且还有增强的趋势;杨波(2010)从外汇储备会计恒等式出发,在考虑各影响因素相互关系的前提下,从理论上推算了出口和FDI对外汇储备增长的贡献率;包玉香,赵萌昕(2012)用月度时间序列数据证明,从长期来看对外贸易及汇率对外汇储备有显著影响,贸易额每增加1%,外汇储备增加1.18%;张冬(2012)利用1984—2008年年度数据,建立对数回归模型,进行协整分析和误差修正,结果表明,FDI和出口与外汇储备之间存在协整关系,并对外汇储备增长具有一定正向推动作用。
二、变量选择与模型设定
(一)数据来源及变量说明
以外汇储备(FER)、外商直接投资(FDI)和出口总额(EX)作为变量,选取2000年1月到2015年12月月度时间序列数据,利用软件Eviews6.0进行分析。
(二)模型设定
为了消除模型中可能出现的异方差问题,将时间序列数据取对数,对数化后变量符号分别为LNFER、LNEX和LNFDI。在模型选择上,选取的是经济关系中多变量动态变化的向量自回归模型,检验结果显示2阶滞后长度为2最合适,具体模型为:
三、实证分析
(一)平稳性检验
为了避免出现伪回归问题,先检验数据的平稳性,使用ADF法先对数据进行单位根检验,结果见表1。
从表1可知,在对LFER、LEX和LFDI的单位根检验时,5%临界值下,ADF统计值绝对值都小于临界值,说明外汇储备规模、出口和外商直接投资三个序列是不平稳的,经过一阶差分后,伴随概率都为0.0000,可知DLFER、DLEX和DLFDI在95%置信水平下都是平稳的。
(二)协整检验
为了分析外汇储备、外商直接投资及净出口之间是否存在长期均衡关系,需要对变量进行协整分析,根据平稳性检验结果可知,所有变量经过一次差分后均平稳,都为一阶单整,可以进行协整检验,采用乔根森协整检验法进行协整检验,结果如表2。
可知,伴随概率为0.0142,迹统计量为82.2763,大于5%水平的临界值,所以在95%置信水平下,拒绝无协整关系的原假设;在至多一个协整关系的原假设上,伴随概率0.4356,迹统计量36.0564,小于95%置信水平下的临界值,接受原假设;所以,外汇储备、净出口和外商直接投资之间存在唯一协整关系,均衡方程为:
从协整方程可以看出它们之间存在长期均衡关系。外商直接投资、净出口与外汇储备之间呈同方向变动,外商直接投资对外汇储备的影响大于净出口对外汇储备的影响;其次,外汇储备要增加1%,外商直接投资要增加0.8355%,而净出口需要增加1.5083%。
(三)模型估计与误差修正
外汇储备、外商直接投资和净出口之间存在一个长期均衡关系,在选择2阶滞后期后估计的VAR(2)模型如下:
对于上述模型,当某个条件或因素突然发生改变时,这种长期均衡关系很容易被打破,从而在一定时间内产生偏离,就需要对模型加以修正,VEC模型能对这种情况进行补充,它能够将被偶然因素打破的长期均衡关系从新拉回到均衡状态,所以对模型进行误差修正结果如下:
采用单位圆、特征根和观察误差修正曲线法对误差修正模型进行稳定性检验,特征根检验结果如图1所示。
误差修正模型结果显示所有单位根都在圆内,说明所修正的模型满足稳定性条件。在2008年左右,误差修正项的绝对值较大,说明在该段时间内,短期波动偏离均值较大,对应2008年国际金融危机爆发导致净出口、外商直接投资突然减少引起的短期波动,在2014年左右,又重新回到了均衡状态,之后数值波动较小,模型比较稳定。
(四)格兰杰因果关系检验
为了进一步研究外汇储备、外商直接投资及净出口之间的关系,对变量进行格兰杰因果检验,检验结果如表3。
在最优滞后长度为2的条件下,通过格兰杰因果检验可知,外商直接投资和外汇储备规模互为因果关系,同时,净出口也是外汇储备的原因,但外汇储备规模却不是净出口的原因;外商直接投资是引起净出口变化的原因,但净出口却不是引起外商直接投资的原因。可以通过调节净出口和外商直接投资额来调控外汇储备量,通过外商直接投资来适当影响出口。
(五)脉冲响应分析
利用脉冲相应分析进一步研究某个内生变量的随机干扰项的脉冲对模型其他内生变量或自身当前和未来值的影响,因为单位圆与特征根检验模型是稳定的,可以进行脉冲响应分析,检验结果如图2:
从图2可知,外汇储备对自身的的一个单位冲击后,外汇储备脉冲响应会逐渐下降,然后在第4期后趋于稳定,并且外汇储备自身冲击所带来的响应都是正向的。在净出口对外汇储备有一单位冲击后,外汇储备会出现先降后升的脉冲响应,并且在第4期趋于稳定,说明净出口的增长会引起外汇储备的增加。此外,当外商直接投资在第1期对外汇储备一单位冲击后,脉冲响应会逐渐上升,在第4期达到稳定状态,说明外商直接投资的增加也会使外汇储备增长。综上,净出口和外商直接投资对外汇储备的脉冲响应分析结果和前文协整检验结果一致。
四、结论与建议
(一)结论
本文利用月度时间序列数据,通过协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析及误差修正等方法对外汇储备、外商直接投资和净出口进行相关分析,得出以下结论。
1.外汇储备、外商直接投资和净出口之间存在长期均衡关系。若要使外汇储备增长1%,净出口则需增长1.5083%,而外商直接投资仅需增长0.8355%。可见,外商直接投资对外汇储备的贡献要大于净出口。
2.外商直接投资是外汇储备的双向格兰杰原因,而净出口是外汇储备的单向格兰杰原因。外商直接投资和净出口都可影响外汇储备规模,外汇储备规模又能反作用于外商直接投资,却不能影响净出口。
3.外汇储备在短期内会有所波动,但是在第4期后会逐渐趋于平稳。
(二)建议
在合理利用外资的同时,注意优化引资结构,引导外资从加工业、制造业向更高端产业转移。同时,加强外汇管理,健全外汇管理框架,建立多元化、多层次的外汇制度,满足不同层次企业、个人以及金融机构的需求。
参考文献
[1]郭梅君,蔡跃洲.中国外汇储备影响因素的实证分析[J].经济评论,2006(2):80-90.
[2]傅建东.FDI对我国外汇储备增长的实证分析——基于1986—2009年度数据的计量检验[J].特区经济,2010(11):270-271.
[3]段洁新,王志文,陈丹.我国外汇储备规模的影响因素分析——基于协整分析的实证研究[J].武汉金融,2013(8):38-46.
[4]何青,杨晓光.出口和FDI对我国外汇储备增长的实际贡献[J].管理评论,2003(9):3-8.
[5]杨波.出口和FDI对外汇储备增长贡献的测算[J].知识经济,2010(14):29.
[6]包玉香,赵萌昕.中国出口贸易与外汇储备动态相关性检验——基于1997—2010年月度数据的计量分析[J].山东工商学院学报,2012(2):1-4.
直接出口 篇10
上海市的外商直接投资从2000年的31. 6亿美元增加到2013年的167. 80亿美元,总体呈现不断增长趋势。 外商直接投资方式主要是中外合资、中外合作和外商独资,其中,外商独资企业所占比例最大( 详见表1) 。据统计,2014年上海市新设外商直接投资合同项目4697个, 同比增长25. 6% ; 外商直接投资合同金额316. 09亿美元,同比增长26. 8% ; 实际到位金额181. 66亿美元,同比增长8. 3% 。2015年上半年上海市外商直接投资合同金额341. 36亿美元,同比增长1. 3倍; 但由于滞后效应实际到位金额仅为85. 47亿美元,同比下降了7. 1% 。外商直接投资不仅给上海市带来了资本,刺激了经济增长,带动进出口贸易增加,而且也为上海市创造了就业机会,引进了先进技术,促进了生产率的提高。
数据来源: 上海市统计年鉴
二、计量模型分析
本文以2001—2013年上海市实际外商直接投资和进出口贸易的数据为样本进行分析,统一单位为亿美元。 由于选取数据的特殊性,造成对原序列取对数之后进行差分后不是同阶单整,所以不考虑数据的异方差及剧烈波动性,选用原数据,DFDI表示FDI的一阶差分序列, DEX表示EX的一阶差分序列,DIM表示的IM一阶差分序列。
1.数据的预处理
预处理是指在正式建模之前探讨变量之间的关系, 包括绘制序列图、散点图、等。对数据进行平稳性检验是研究中不可或缺的步骤,因为时间序列分析法只适用于平稳的数据。
2.单位根检验
单位根检验是检查时间序列数据平稳性一种正式的方法。若一个时间序列因时间的变化而变化,那么该序列就是不平稳的时间序列。则单位根过程取一阶差分后变为平稳序列,那么该序列为一阶单整。本文采用ADF检验,检验过程为:
其中 α 是常数项,原假设为H0: r = 0即序列存在单位根,是非平稳的; 备则假设H1: r < 0。如果序列是非平稳的,可以对其一阶差分进行单位根检验。一般选择是其最后一项 εt是白噪的最小P值。
3.协整关系检验
一些时间序列自身不平稳,如果存在的某种线性组合是平稳的,线性组合反映各变量之间长期稳定的比例关系称为协整关系。本文采用最小二乘法OLS进行回归:
如果回归残差U1和U2平稳,则说明存在协整过程, 表明变量间存在长期稳定关系。通常用ADF检验残差序列的平稳性,回归系数用a'和c'表示:
若残差序列U的平稳,则变量之间具有协整关系。
4.格兰杰非因果关系检验
格兰杰因果检验方法分析两个序列之间的因果关系是否存在。该因果关系主要是看当期的EX能被以前FDI解释多少,以及加入FDI滞后期后,其对EX的解释程度是否提高。若EX与FDI相关系数显著,那么变量FDI就是引起变量EX的格兰杰原因。
三、计量分析检验结果
单位: 亿美元
数据来源: 上海市统计年鉴
1.数据的预处理
经过反复试验发现运用原始数据才能更好地进行回归分析,因此不对数据进行变换。其进出口和外商直接投资散点图如下:
从图中可以看出上海市出口总额和外商直接投资同时呈现增长趋势,且具有极强的相关性。运用Eview5可知EX和FDI相关系数为0. 92以及IM和FDI的相关系数为0. 95。
2.单位根检验
由于数据不平稳,所以对其进行差分,检验其数据系列的平稳性。
由表3可知,原数据的P值较大,接受原假设,序列存在单位根是非平稳的。对FDI、EX、IM数据进行一阶差分后,ADF检验的P值全部小于5% ,其中DFDI和DIM的P值小于1% 。基本可以说明三者通过了平稳性检验,其中在5% 的检验水 平下,它们还具 有一阶单 整性。
3.协整关系检验
由单位根检验可知外商直接投资和进出口满足平稳性,因此可以对其进行OLS回归,外商直接投资和上海市出口的回归结果1显示:
外商直接投资和上海市进口的回归结果2显示:
虽然两方程的拟合度良好,但是其中的DW都小于2,说明残差序列存在正相关性,简单的可以在回归模型中加入一个一阶自回归项,这里不作进一步的探究,仅仅针对其残差序列进行单位根检验,结果汇总见表4:
综上分析,外商直接投资和出口回归结果的残差不存在单位根,二者存在长期稳定的协整关系。结合回归结果,外商直接投资每增长1% ,会带来上海市出口贸易额增长15. 9% 。而外商直接投资和上海市进口的残差存在单位根,且不稳定,外商直接投资和上海市进口不存在协整关系。由此说明外商直接投资对上海市出口的影响较显著。
4.格兰杰非因果关系检验
用格兰杰非因果检验进一步分析FDI和EX、FDI和IM之间存在的因果关系。
根据格兰杰非因果关系检验,P值越小越显著越否定原假设。当P = 0. 015时,拒绝原假设,FDI是EX格兰杰原因,P = 0. 535时,接受原假设,EX不是FDI的格兰杰原因; P = 0. 003时,拒绝原假设,FDI是IM的格兰杰原因,P = 0. 212时,接受原假设,IM不是FDI的格兰杰原因。表明外商直接投资是引起上海市进出口变化的原因。外商直接投资对上海市出口贸易影响存在2年的滞后期,是因为引进的外商直接投资合同一方面存在一定的时滞性,另一方面由于不能马上投入生产,需要一定的时间考察建厂等。
四、结论
根据以上实证分析得出以下结论:
第一,外商直接投资可带动上海市出口贸易的发展, 出口和外商直接投资之间存在长期均衡关系。外商直接投资每增长1% ,会带来上海市出口贸易额增长15. 9% 。 外商直接投资促进了上海市出口规模的扩大和出口商品结构的优化,对上海市出口贸易有着重要的促进作用。
第二,格兰杰检验结果显示外商直接投资是引起上海市进口的格兰杰原因,但是上海市进口和外商直接投资之间并没有长期均衡关系。
第三,外商直接投资对上海市进出口贸易结构有较显著的优化作用,增加了上海市工业制成品的进出口。 而且随着实到外商直接投资额的增加,上海市进出口加工贸易的规模也随之不断扩大。因此,上海市政府应积极采取有效措施吸引外商直接投资,改善外资结构,带动上海市产业结构和进出口贸易结构的优化调整,促进上海市企业走向国际化,提升国际竞争力。
摘要：选取2001—2013年上海市外商直接投资和进出口贸易的有关数据,以计量经济学为基础,建立相关模型,通过Eview5软件对其单位根、协整关系及格兰杰非因果关系进行检验,验证上海市外商直接投资与进出口贸易的关系。结果表明,外商直接投资是上海市出口的原因,两者之间存在长期均衡关系。格兰杰检验结果显示外商直接投资是引起上海市进口的格兰杰原因,但是上海市进口和外商直接投资之间并没有长期均衡关系。