外商直接投资对我国贸易的影响研究——以食品产业为例

于 飞，韩大平

（1.河北软件职业技术学院 经济管理系，河北 保定071000；2.德州学院 经济管理系，山东 德州 253023）

20世纪90年代以来，中国实际利用外商直接投资FDI与进出口贸易都呈现不断增长的趋势，两者相互促进、相互补充，共同推动了中国经济的发展。目前国内外学者对外商直接投资（FDI）与国际贸易关系的研究主要沿着两条路径展开：一是依据传统的国际贸易理论，通过放松相应的假设条件，从理论上解释二者之间的关系，如美国经济学家罗伯特·芒德尔（Robert A.Mundell）在1957年提出的贸易与投资的替代模型，马库森（Markuson）和斯文森（Svensson）在1985年利用要素比例模型阐述了要素流动与商品贸易之间的相互关系，美国经济学家帕特瑞（Patrie）在1994年从跨国公司对外直接投资的动机差异进行了研究，将外商直接投资的动机分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型三类；二是采用实证研究的方法，对FDI与国际贸易关系作进一步的验证。结合国际经济运行的现实，早期对贸易和投资关系的研究大部分都以关税这种贸易壁垒作为重要影响因素。实证研究结果表明，在当时国际贸易和FDI更多地表现为替代关系，如威更斯（Wilkins）、斯威顿伯格（Swedenborg）、赫斯特（Horst）。以上研究大都集中在最终的消费需求上，比如汽车或其他工业产品，而对食品的研究则很少，而且研究结论也很不一致。本文从实证角度出发，研究当前环境条件下外商直接投资食品产业对我国食品贸易的影响。

一、数据和变量

表1中所用的样本数据采用食品出口总额（EX）、食品进口总额（IM）、食品进出口总额（TEI）来反映我国食品对外贸易状况；用我国外商投资食品产业增加值（Y）来反映外商直接投资对食品行业投资的经济增长。通过参考《中国统计年鉴》（1999～2009年）、《中国对外经济贸易年鉴》（1999～2009年）和《中国海关统计年鉴》（1999～2009年），考虑到统计数据的一致性和可得性，表中使用了1999～2009年中国初级产品进出口贸易数据，其中扣除了矿物燃料、润滑油及有关原料一项，具体包括食品及主要供食用的活动物、饮料及烟类、非食用原料及动植物油脂四项，也就是按照我国海关商品分类法中前四类，共计24章的主要商品，或者说按1位数的标准国际分类法（SITC）代码SITC0、SITC1、SITC2和SITC4的商品。外商投资食品产业增加值数据使用1999～2009年我国外商直接投资分行业数据中属于食品工业范畴的食品加工业、食品制造业、饮料制造业和烟草加工业这4个行业的增加值相加所得，文中所用数据分别用当年平均汇率换算为以人民币为单位。

表1 我国食品对外贸易与外商直接投资食品工业增加值单位：亿元

二、数据分析与结果

（一）平稳性检验

在建立回归方程前，为了消除可能的异方差，避免虚假回归等问题，需要首先对EX、IM、TEI、Y几个变量取对数，得出新的时间序列变量，分别记为LNEX、LNIM、LNTEI和LNY。然后再用ADF检验法对取对数后的时间序列数据进行平稳性检验。表2为各变量的平稳性检验结果。

平稳性检验结果表明：LNEX、LNIM、LNTEI和LNY在显著性水平为5%时都为非平稳序列，一阶差分后的序列DLNEX、DLNIM、DLNTEI和DLNY在显著性水平为5%时也为非平稳序列，但二阶差分后DDLNEX、DDLNIM、DDLNTEI和DDLNY在显著性水平为5%下都为平稳序列，根据检验结果，LNEX、LNIM、LNTEI和LNY几个变量都为二阶单整序列，即都是I（2）序列。

表2 变量的ADF检验结果

（二）协整检验

时间序列的平稳性检验结果表明LNEX、LNIM、LMTEI和LNY都为二阶单整序列，满足协整关系检验的前提条件。为验证它们之间是否存在长期稳定关系，则需要对残差进行单位根检验。

分别对LNEX、LNIM、LNTEI和LNY用OLS方法做回归，结果如下：

表3中e1表示LNEX与LNY回归的残差；e2表示LNIM与LNY回归的残差；e3表示LNTEI与 LNY回归的残差。残差单位根检验结果LNEX= 3.82+0.51LNY表明：残差在e1在5%临界值水平下为平稳序列，即LNEX，LNY为（2，2）阶协整，存在长期稳定关系；残差在e2在10%临界值水平下为平稳序列，即LNIM，LNY为（2，2）阶协整，存在长期稳定关系；残差在e3在10%临界值水平下为平稳序列，即LNTEI，LNY为（2，2）阶协整，存在长期稳定关系。

表3 残差平稳性检验结果

协整检验结果表明：尽管我国食品出口、食品进口、食品进出口总额与外商投资食品产业增加值各自是非平稳的，但它们之间却构成了长期稳定的均衡关系（协整关系）。我国外商投资食品产业增加值对食品出口总额、食品进口总额、食品进出口总额均起到促进作用，外商投资食品产业增加值每增加1%，促进食品出口总额增长0.51%；外商投资食品产业增加值每增加1%，促进食品进口总额增长1.02%；外商投资食品产业增加值每增加1%，促进食品进出口总额增长0.82%。

（三）因果关系检验

协整检验结果表明我国食品出口额、食品进口额、食品进出口总额与外商投资食品行业增加值构成了长期稳定的均衡关系，但这种关系中是否存在因果关系，还需要进一步验证。本文采用Granger检验方法对各变量之间是否存在因果关系进行检验。具体检验结果如表4所示。

表4 各变量因果关系检验结果

多变量的Granger因果关系检验表明，存在LNEX到LNY的单向Granger因果关系；LNIM到LNY的单向Granger因果关系；LNTEI到LNY的单向Granger因果关系。可见，短期内食品进口、食品出口和食品总贸易量的增长引起了外商投资食品产业增加值的增长，但是外商投资食品产业增加值不是我国食品进口、食品出口、食品总贸易的Granger原因。

三、结论

通过上述分析和实证检验结果，我们可以得出以下结论：我国外商投资食品产业增加值和我国食品进口额、出口额、总贸易量之间存在正向的、长期稳定的均衡关系。但是短期内可能发生贸易与投资之间偏离长期均衡关系的现象。总之，外商对食品行业的直接投资有利于促进中国食品对外贸易的增长。因此，各级政府应不断优化投资环境，积极引导FDI流向食品行业，进一步扩大外资对食品贸易的促进作用，以推动各地经济持续稳定发展。

［1］高铁梅.计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例［M］.北京：清华大学出版社，2006.

［2］国家统计局.国际统计年鉴［M］.北京：中国统计出版社，2010.

［3］中国对外贸易年鉴编辑委员会.中国对外经济贸易年鉴［M］.北京：中国社会出版社，2010.

［4］中华人民共和国海关总署.中国海关统计年鉴［M］.北京：中华人民共和国海关总署《海关统计》出版社，2010.

［5］金少胜，刘合光.日本食品产业在华投资区位选择的实证分析：基于产业细分特征与投资阶段差异［J］.国际贸易问题，2010（7）.

［6］韩大平.我国食品对外贸易对食品工业经济增长分析影响［J］.德州学院学报，2011（5）.