外商直接投资对我国体育用品进出口贸易影响研究

任 波

外商直接投资（FDI）与本国进出口贸易的研究，是国内外一个长盛不衰的研究课题。最早有关FDI与对外贸易关系的理论是以蒙代尔为代表的相互替代关系理论（Mundell，1957）和以小岛清（1987）为代表的 相互补 充关系理论[1,2,3]，为以后学者的研究提供了重要的理论参考。Nakamura（1998）和 MaryAmiti（2000）分别对 FDI与国际商品贸易之间关系进行动态计量分析，都认为两者之间存在互补关系[4,5]。Eaton（1994）对日本FDI与进出口贸易进行计量分析，研究表明日本FDI对商品进出口贸易有促进作用[6]。Agarwal（1986）对印度FDI与进出口贸易进行分析，指出FDI对印度进出口贸易既有积极影响也有消极影响。外国的相关研究表明，对于发达国家，FDI与进出口贸易的互补性关系大于相互替代性关系，而发展中国家的FDI对出口替代效应较显著。

近年来，国内对FDI与进出口贸易关系的研究较多，主要集中在运用计量分析的实证研究方法上。史小龙和张峰（2004），以及张宗益等人（2005）运用协整分析和误差修正模型对外商直接投资与中国进出口贸易的长期均衡关系，和短期偏离长期的协调能力进行分析。陈继勇和秦臻（2006）运用混合回归分析与横截面分析方法，对FDI与中国商品进出口贸易进行研究。王华和梁峰（2013）以及胡求光和黄平川（2008）分别对江苏省和浙江省的FDI与地区进出口贸易的影响因素进行实证分析。

目前国内对外商直接投资与体育用品进出口贸易的研究，无论是在理论研究层面还是在实证研究层面都较少。张宏伟[6]运用非参数Malmquist指数，分析中国体育用品制造业的全要素生产率，得出FDI对体育用品制造业有显著的技术溢出效应。王自清[7]采用回归分析法分析外资利用在体育用品制造业中的作用，研究认为外资在体育用品制造业的影响作用总体较低。随着体育产业作为朝阳产业，成为国民经济新的经济增长点的作用越来越显著，体育用品走出国门，与国外互动贸易往来越来越频繁，分析外商直接投资对体育用品进出口贸易影响，有一定意义。本文试图使用计量经济学方法，探究外商直接投资对我国体育用品进出口贸易的影响，为推动我国体育用品进出口贸易的发展，提供建设性意见。

1 研究方法与数据来源

1.1 研究方法

采用IBM SPSS Statistics 19.0对中国体育用品进出口额与中国外商直接投资数据进行Pearson相关性分析，找出两者之间的相关性。采用计量经济学统计软件Eviews7.2对中国体育用品进出口额和中国外商直接投资进行协整检验、误差修正模型和Granger因果关系检验，找出两者之间的长期和短期的动态均衡关系。

1.2 数据来源

由于《中国统计年鉴》没有中国体育用品进出口和中国外商直接投资数据，所以中国体育用品进出口数据来源于 “中国轻工工艺品进出口商会”（http://www.cccla.org.cn/）；中国外商直接投资数据来源于“东方财富网”（http://data.eastmoney.com/cjsj/fdi.html）。为了消除数据中可能存在的异方差影响，对数据进行对数处理，即体育用品进口额记为LnTYJK，体育用品出口额记为LnTYCK，外商直接投资记为LnFDI。

2 外商直接投资对我国体育用品进出口贸易影响的计量分析

2.1 外商直接投资与体育用品进出口额的描述性统计分析

表1显示，2010年1月至2013年2月共38个月度的中国外商直接投资和体育用品进出口额的时间序列数据。表2显示，中国体育用品进口额与外商直接投资的Pearson相关系数为0.236，相伴概率P=0.154>0.05，即在5%的显著性水平下两者没有显著性相关关系；中国体育用品出口额与外商直接投资的Pearson相关系数为0.387，显著性概率P=0.016<0.05，两者存在显著性正向相关关系。同时表1可以看出，中国体育用品出口额较大、进口额较小，体育用品进口和出口的差额较大。外商直接投资对中国体育用品出口贸易有促进作用，主要体现在外商投资企业通过输出人力资本、技术、原材料和设备等方式，推动我国体育用品出口贸易的增长。体育用品制造业是中国体育产业的重要组成部分，外商直接投资对体育用品制造业的技术溢出效应显著，中国作为名副其实的体育用品制造业大国[8]，体育用品出口贸易已经发展成为中国最具竞争力的产品，对提高就业、拉动地区经济发展具有重要作用。

表1 外商直接投资数据和中国体育用品进出口额（单位：亿美元）Table 1 FDI Data and the Import&Export Value of China’s Sporting Goods(USD 100 million)

表2 外商直接投资数据与体育用品进出口额的Pearson相关性分析Table 2 Pearson Correlation Analysis of the FDI Data and the Import&Export Value of the Sporting Goods

2.2 外商直接投资与体育用品进出口额时间序列的平稳性及其单整阶数检验

对时间序列进行分析的前提是保证序列的平稳性，而非平稳的时间序列参与回归建模分析，会导致伪回归问题的出现。单位根对检验时间序列的平稳性具有重要作用，如果序列为平稳序列，则可以进行计量分析；如果序列为非平稳序列，则需进行差分处理。在进行时间序列分析之前，对外商直接投资与体育用品进出口序列进行单位根检验，判断序列的平稳性。假设有两个序列y1t和y2t，如果满足如下条件：

（1）序列 y1t和 y2t是 d阶单整，即 yitI(d),i=1,2;

（2）存在非零向量 α=(α1,α2)，使得 α1y1t+α2y2tI(d-b)其中0

表 3显示，原序列lnFDI、lnTYJK和 lnTYCK的 ADF检验的相伴概率P值均大于0.05，拒绝不存在单位根的原假设，即原序列都存在单位根，可以认为序列lnFDI、lnTYJK和lnTYCK是非平稳的。序列 lnFDI、lnTYJK和lnTYCK的一阶差分序列 Δ1lnFDI、Δ1lnTYJK和 Δ1lnTYCK的ADF检验t统计量相应的相伴概率P<0.01，差分序列都不存在单位根，即序列 Δ1lnFDI、Δ1lnTYJK和Δ1lnTYCK是平稳的，记为：lnFDI I(1)、lnTYJK I(1)和 lnTYCK I(1)，满足协整检验的前提条件。

表3 外商直接投资与体育用品进出口额时间序列的ADF检验Table 3 ADF Test of the Time Sequence of FDI and the Import&Export Value of the Sporting Goods

2.3 外商直接投资与体育用品进出口额时间序列的协整检验

为检验两时间序列xt和yt是否协整，Engle和Granger于1987年提出了两步检验法，称作EG检验。对同是d阶单整的序列xt和yt，用一个变量对另一个变量回归， 即协整回归方法为 yt=α+βxt+εt，α 和 β 表示回归系数的估计值，则估计模型的回归残差 ut=yt-α-βxt，若 ut I(0)，说明xt和 yt具有协整关系，即存在长期均衡关系[9]。

表4显示，体育用品进口（lnTYJK）与外商直接投资（lnFDI）的协整回归方程为：lnTYJK=-2.087+0.2191*lnFDI，其lnFDI回归系数的t统计量所对应的相伴概率P=0.1446＞0.05，即体育用品进口与外商直接投资没有显著性相关关系，协整回归方程不理想，不适合做协整回归方程的残差序列的平稳性检验，说明我国体育用品进口额与外商直接投资不存在协整关系。

体育用品出口（lnTYCK）与外商直接投资（lnFDI）的协整回归方程为：lnTYCK=-0.0936+0.3195*lnFDI，其常数项与被解释变量（lnTYCK）没有显著性相关关系（P>0.05），lnFDI的回归系数的t统计量很显著，并且相应的相伴概率P<0.05。lnFDI的系数估计值表示体育用品出口对外商直接投资的弹性，其系数估计值为0.3195，表示外商直接投资增加1%，体育用品出口增加0.3195%。

表5显示，体育用品出口与外商直接投资回归方程的残差序列ADF检验结果，检验类型包含常数项和趋势项，ADF检验的t统计量相对应的的相伴概率P=0.0003，远远小于0.05的显著性水平，可以说明lnTYCK和lnFDI的残差序列是平稳的，两者存在协整关系，即存在长期均衡关系。

表4 外商直接投资与体育用品进出口额的协整OLS回归结果Table 4 Co-integration OLS Regression Result of FDI and the Import&Export Value of the Sporting Commodities

表5 与协整回归方程的残差序列平稳性检验Table 5 Residual series stability test of the Co-integrative Regression Equation of In TYCK and In FDI

表5 与协整回归方程的残差序列平稳性检验Table 5 Residual series stability test of the Co-integrative Regression Equation of In TYCK and In FDI

????u=ln(TYCK)+0.0936-0.3195?ln(FDI) ?c,t,1? -4.9081 0.0003 ?????? ????ADF??t???????^

2.4 外商直接投资与体育用品进出口额时间序列的误差修正模型

当两个变量之间存在协整关系时，则可以通过误差修正模型来分析被解释变量的短期波动变化，即分析变量之间的动态非均衡关系[9]。对体育用品出口与外商直接投资建立误差修正模型为：ΔlnTYCK=c+c1ΔFDI+c1ecmt+εt。

其中，ecmt是误差修正项，且ecmt=ln(TYCK)t-1-c0-c1IN(FDI)t-1。ecmt反映了变量在短期波动中偏离其长期均衡关系的程度，称为均衡误差[9]。

误差修正模型系数值反映的是，lnTYCK与lnFDI之间动态关系偏离协整关系后的调整速度。如果该调整系数值为负，说明偏离非均衡误差将会得到修正；如果调整系数值为正，说明非均衡误差不仅得不到修正，而且误差会更大。在得到的误差修正模型的调整系数值中，至少要有一个负值，协整关系才有效，如果全是正值，协整关系无效。在lnTYCK与lnFDI的误差修正模型中，D(lnFDI)的t统计量相对应的相伴概率P=0.0034<0.05，表明在短期内，外商直接投资每增加1%，中国体育用品出口额增加0.2429%，外商直接投资与体育用品出口存在短期均衡关系。误差修正项ECM(-1)的系数值为负数，表明lnTYCK与lnFDI偏离长期均衡关系的误差将会得到修正，且相伴概率P<0.01，这进一步说明误差修正模型对lnTYCK与lnFDI偏离非均衡误差的调整力度相当显著。

表6显示，在短期内，我国体育用品出口（lnTYCK）由两部分影响构成，一是短期外商直接投资额（lnFDI），二是前期体育用品出口偏离长期均衡关系的影响（即误差修正项ECM(-1)）。为了使体育用品出口与外商直接投资维持长期均衡关系，本月将以-0.8311的误差修正协调系数对上一个月的lnTYCK与lnFDI的非均衡状态进行调节，使得lnTYCK与lnFDI维持长期均衡关系。

表6 lnTYCK与lnFDI的误差修正模型Table 6 Error Correction Model of In TYCK and IN FDI

2.5 外商直接投资与体育用品进出口额时间序列的Granger因果关系检验

Granger因果关系检验可以用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及影响的方法，其检验基本思想为：如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前[9]。Granger因果关系可用来检验外商直接投资与体育用品进出口是否存在因果关系，即判断外商直接投资（或体育用品进出口）的变化能否被看成体育用品进出口（或外商直接投资）变化的原因。

由于Granger因果关系检验对于滞后期数比较敏感[7]，不同的滞后期数得到的检验结果亦不相同，所以为了使检验结果的准确性，选取滞后长度为2、3和4，对外商直接投资和体育用品进出口进行Granger因果关系检验。表7显示，在滞后长度为2至4的情况下，外商直接投资不是体育用品进出口的 Granger因果关系（P>0.05）；体育用品进出口也不是外商直接投资的Granger因果关系（P>0.05）。

3 基本结论与政策建议

3.1 我国外商直接投资与体育用品出口贸易存在显著性正向相关关系（P<0.05），与体育用品进口贸易没有正向相关关系（P>0.05）。我国体育用品进出口额处于增长态势，但进口和出口的差额较大，外商直接投资拉动体育用品出口贸易增长，但对体育用品进口贸易没有促进作用。

表7 外商直接投资与体育用品进出口的Granger因果关系检验结果Table 7 Test Result of Granger Causality between FDI and the Import&Export of Sporting Goods

3.2 从长期看，我国外商直接投资与体育用品出口存在协整关系，即两者表现出长期均衡关系，存在外商直接投资增加1%，体育用品出口增加0.3195%的量化关系。外资企业通过提供新技术、先进设备和管理方法等，借助我国广阔的劳动力市场，通过出口到国际市场来取得利益最大化，与投资国保持互利共赢的长期发展方式，推动我国体育用品出口贸易处于长期增长态势。而外商直接投资对我国体育用品进口贸易没有长期均衡关系，这与当前国家的政策导向一致，采用进口替代政策，促进本国工业品发展，直接导致与外商直接投资存在反向关系。同时外商直接投资的贸易替代效应，符合我国的出口替代政策。

3.3 在短期内，外商直接投资对体育用品出口贸易有显著影响，表现出外商直接投资每增加1%，中国体育用品出口增加0.2429%的定量关系，小于长期均衡关系波动的0.3195%。误差修正项为负，且在1%的检验水平下显著，当期将以-0.8311的速度对前一期的外商直接投资与体育用品出口贸易偏离长期均衡关系进行调整。外商直接投资与体育用品出口的短期相互促进作用显著，存在短期均衡发展态势。

3.4 Granger因果关系检验结果表明，外商直接投资不是体育用品进出口贸易增长的原因，同时体育用品进出口贸易增长不是外商直接投资提高的原因。究其原因表现在，我国体育用品进出口贸易占中国进出口总贸易额的比重还很小，体育用品进出口贸易很难显现出急剧增长效应，同时体育用品进出口贸易的增长也很难带动外商直接投资额的显著提高。

3.5 政府部门可以进一步提高外向型经济发展方式，通过减免相应出口关税和提高出口补贴等方式，鼓励外资企业进入中国市场，发展体育用品产业，推动体育用品出口贸易发展，进而拉动国内体育用品市场的繁荣发展。

[1] 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):104-110.

[2] 陈继勇,秦臻.外商直接投资对中国商品进出口影响的实证分析[J].国际贸易问题,2006(5):62-68.

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