外商直接投资对区域贸易结构的空间效应分析——基于东部和中部地级市的比较

张群

（齐齐哈尔大学 经济与管理学院，黑龙江齐齐哈尔161005）

1.引言

随着中国改革开放的不断深化，中国外商直接投资规模和对外贸易规模均以较快速度增长。许多学者指出一个国家的进出口贸易不仅积极促进了该地区经济发展，也改善了这一国家的经济结构，推动该国产业结构升级。此外，对于外商直接投资能促进当地经济增长，带来技术、资本、管理等正向溢出的结论也得到了广泛验证。但是，随着外商直接投资会对东道主国家产生环境污染、能源消耗、阻碍国内企业发展能负面问题，使得一些观点认为应该采用贸易方式来解决国内企业的资本瓶颈，同样，一些观点认为大量商品进口会降低本国商品的竞争力，也会抑制国内企业的生产积极性，最终损害本国的生产力，因此应该通过积极引进外商企业的技术和资本来代替进口贸易。早期国外学者就外商直接投资（FDI）与国际贸易的关系进行了理论分析，主要有两类代表性模型，一是Mundell（1957）的相互替代关系理论，该理论认为在存在国际贸易壁垒时，跨国直接投资能够在相对最低限制的情况下发挥其对东道主国家的经济投资，从而实现对商品贸易的替代，在该理论支持下，外商直接投资将对对外贸易产生减损作用；二是日本学者小岛清（1987）的相互补充理论，该理论认为在要素可以自由流动、生产函数不同的条件下，直接投资可以把本国处于劣势的产业向外投资，扩大两国的比较成本差，从而创造更大规模的贸易条件，在该理论支持下，外商直接投资将对对外贸易产生促进作用。Pain&Wakelin（1998）对OECD国家的实证经验数据进行研究发现FDI对OECD国家的出口存在替代效应。Head&Ries（1998）利用日本跨国公司数据，分析得出水平发生投资的FDI对出口有替代效应，而垂直方式投资的FDI对出口有创造效应。

近些年，国内学者从实证的角度对外商直接投资与我国进出口贸易的关系进行了研究。王少平和封福育（2006）考察了FDI对中国不同地区进出口贸易的动态效应，结果表明FDI对中国不同地区的影响有显著差异。对东部地区而言，FDI对出口有显著的创造效应，对进口有显著的替代效应，而在中、西部地区其创造效应不显著，替代效应也相对较弱。胡求光和黄平川（2009）分析了外商直接投资对浙江进出口贸易的影响，研究表明，外商直接投资对浙江省进出口贸易总额存在积极的拉动效应，通过提高加工贸易比重改变了浙江省的贸易方式结构，促进了浙江外贸竞争力的提高。姚战琪（2009）实证发现，虽然服务业外商直接投资流量和直接投资存量与服务贸易进口和出口均呈正相关关系，但从长期看，外商投资与服务贸易出口之间的统计关系不显著。安虎森等（2011）使用全国28个省份面板数据，研究发现外商直接投资与地区出口贸易之间关系不确定，外商直接投资流入与贸易自由化共同造成出口贸易地区间差异。王华和梁峰（2013）分析了江苏省FDI与对外贸易量、对外贸易依存度的关系，结果显示江苏省实际利用外商投资对进出口贸易额、贸易依存度的增长均有积极的促进作用，并且入世后显著大于入世前。舒燕和林龙新（2013）基于扩展的引力模型，研究发现贸易伙伴国对中国的直接投资在一定程度上促进了服务贸易的发展，FDI存量对于服务贸易的促进作用大于FDI流量的促进作用，投资对于服务的进口引致效应大于对服务的出口创造效应。

由以上看出，目前针对中国外商直接投资对贸易是创造效应还是替代效应还没有统一的结论。另一方面，目前的研究缺乏FDI对贸易结构存在空间溢出效应的考虑，较多的文献（郭峰和胡军，2013；陈海波和张悦，2014）分析表明外商直接投资存在空间溢出效应，为此FDI是否存在对周边地区的贸易结构产生影响，需要通过实证进行检验。不同于以往实证分析采用全国或省级层面数据，本文利用东部四省和中部五省共119个地级市进行分析。

2.研究设计

2.1 研究样本

以往对于外商直接投资与进出口贸易关系的分析基本上基于全国时间序列数据，对省域面板数据的分析的较少，本文认为由于省份内部地级市的贸易规模和外商直接投资规模差异非常大，因此如果采用省际面板数据会忽略掉地级市内部差异。因此，本文选取地级市进行分析。为比较东部发达地区和中部欠发达地区对于二者关系是否存在差别，本文最终选择我国东部四省（江苏、浙江、福建、山东）和中部五省（河南、湖北、湖南、江西、安徽）这9省共119个地级市作为研究对象，之所以选取这五个省份，主要考虑到两个方面，一是东部省域和中部省域各自在地理上相邻，二是东部省域内部和中部省域内部的经济发展程度差异较小，能忽略掉组别因素。本文2005-2013年地级市的贸易额数据来源于历年《中国区域经济统计年鉴》，2004-2015年数据来源于各省统计年鉴，其余变量数据来源于历年《中国城市统计年鉴》。

2.2 模型的建立

根据本文的研究目的，并借鉴杨晓丽等（2013）的估计模型，本文设定空间计量模型进行实证检验具体模型建立如下：

在三个模型中，inprotit表示各地区各时期的进口贸易水平，exportit表示各地区各时期的出口贸易水平，strucit表示各地区各时期的出口与进口贸易额之比，fdiit表示各地区各时期的外商直接投资规模，W为空间权重矩阵，W×fdiit表示相邻地区外商直接投资对本地区贸易结构的影响。Xit为控制变量，选取可能影响地区贸易开放度的变量。

对于空间相关性的判断，一般选用MoranI指数来判断全局（全区域）相关性。MoranI指数计算公式为：

其中n为地区数量，yi为第i个地区的观测值，为研究变量的平均值，S2为方差，Wij为空间权重矩阵。空间权重矩阵的选取有多种方法，如地理相邻法、地理距离法、经济距离法。MoranI指数取值在-1至1之间，大于0表示经济指标具有空间正相关性，小于0表示经济指标具有空间负相关性，等于0表示空间不相关。对于MoranI指数，考虑到其近似服从正态分布，因此可以用Z统计量进行检验显著性。对于空间权重矩阵，常见的有三种选取方法，一是地理上相邻作为权重判别条件，如果两个地区地理上相邻，则权重为1，否则为0；二是以地理距离作为权重判别条件，如采用两个省（省会）或两个市距离的倒数作为权重因子；三是以经济距离作为权重判别条件，如采用两个地区的人均GDP差距的倒数作为权重因子。考虑到本文的研究对象既与地区相邻有关，又与地区经济发展水平有关，因此本文分别采用地理相邻法和经济距离法作为空间权重矩阵，其中经济距离法则采用两个地区的人均GDP差距的倒数作为权重因子，计算公式为：

其中Wij表示权重值，yi表示i地区的人均地区生产总值。

2.3 变量选取

1.因变量

目前在研究外商直接投资对贸易的影响关系中，大多数学者（胡求光等，2008；王华等，2013）均直接采用进口、出口贸易额水平作为替代变量。直接用进出口贸易额数据非常直观，但是，考虑到本文采用的是城市面板数据，由于不同地区间经济发展的差异性，因此单纯用进出口贸易额指标不能消除这种经济总量下的差异性，此外，采用进出口贸易额也不能反映出贸易结构。为此，本文对于因变量选取相对量指标，包括进口对外开放度、出口对外开放度、出口与进口的比值。

2.自变量

外商直接投资。对于政府官员来说，在吸引对外直接投资中，更加注重的是绝对量水平，而很少关注相对量水平。目前在研究各类经济变量与外商直接投资关系的相关文献中，大多数学者也采用外商直接投资绝对量进行衡量，如邓玉萍（2013）、邓慧慧和桑百川（2015）。为此本文直接采用各地外商直接投资水平（按当年平均汇率换算成人民币）进行衡量。

3.控制变量

对于控制变量，本文主要选取地区经济发展水平、技术进步和产业结构三个变量。

经济发展。本文用地区人均生产总值来表示地区经济发展水平，一般来说，在经济发展水平越高的地区，其经济对外开放度也往往更高，即对外开放度与经济发展水平往往存在正相关关系。

技术进步。地区整体技术进步特别是工业技术进步能提高本地区生产效率，从而能积极影响地区的对外贸易结构，促进贸易发展。本文用地区单位用电量下的工业产值来表示地区技术进步。单位用电量下的工业产值等于工业总产值与工业总用电量之比，指标值越大，表明技术进步越明显。

产业结构。一个地区的产业结构会直接影响一个地区的贸易结构，从而影响该地区的贸易发展水平。从货物进出口角度看，工业比重越高，其货物贸易对外开放度水平将越高，因此本文选取各城市第二产业增加值占地区生产总值的比重衡量产业结构水平。

各个变量定义和数据来源见表1。

表1 变量定义与数据来源

3.实证结果及分析

3.1 空间自相关性判断

在估计空间面板数据模型之前，需要先判断变量是否存在空间相关性。表2显示了部分年份的地区对外贸易开放度、贸易结构以及外商直接投资共四个变量的空间Moran I指数。由表中可见，在地理相邻权重下，东部地级市四个变量2005-2015年的Moran I指数均在5%或1%概率水平下统计显著为正，说明东部地区地级市的贸易开放度和贸易结构、外商直接投资均存在空间地理上的正相关性，贸易和FDI具有区域集聚特征，贸易开放度高的地区与贸易开放度高的地区相邻。中部地级的Moran I指数则显示进口开放度和贸易结构两个变量的Moran I指数基本上统计不显著，而出口开放度和外商直接投资统计显著为正，说明中部地区出口开放度具有地理空间正相关性，FDI同样具有空间集聚特点，但进口开放度的地理相关性并不明显。

表2 主要变量的Moran I指数

3.2 地方政府竞争、土地价格对外商直接投资的空间效应

由上面的Moran I指数可以判断出变量存在空间正相关性，应考虑用空间回归模型来判断变量之间的关系。表3显示了以地理相邻为空间权重的空间杜宾模型估计结果，由Hausman检验得到除列（5）选择随机效应外，其余5个方程模型均选择面板数据固定效应。其中列（1）-列（3）为东部地区外商直接投资对FDI的影响估计结果，列（4）-列（6）为中部地区外商直接投资对FDI的影响估计结果。从列（1）看到，lnfdi变量系数为-0.008，统计不显著，说明外商直接投资并未影响东部地级市进口开放度。三个控制变量中，只有第二产业经济比重变量显著为正，而人均地区生产总值和技术进步变量统计不显著，说明第二产业比重上升能促进地区进口贸易额，而地区经济发展水平和技术进步并不影响进口贸易水平。空间变量中，W1lnfdi变量系数为0.003，统计不显著，说明相邻地区外商直接投资并不影响本地区的进口开放度。W1inport变量系数为0.265，在5%概率水平下统计显著，说明进口开放度具有地理集聚特点，进口开放度高的地区与高的地区相邻。列（2）是因变量为出口开放度的估计结果，此时lnfdi变量系数为-0.018，统计显著，说明外商直接投资会降低东部地级市的出口开放度。三个控制变量中，人均地区生产总值变量系数显著为负，说明经济发展水平越高将会抑制出口额。技术进步变量仍不显著，第二产业经济比重则显著为正，说明第二产业发展能促进出口上升。W1lnfdi变量系数为0.017，统计不显著，说明相邻地区外商直接投资并不影响本地区的出口开放度。W1export变量系数显著大于0，说明东部地级市出口开放度也有地理集聚特点，这和Moran I指数的结论是一致的。列（3）是因变量为贸易结构（出口额与进口额比值）的估计结果，此时lnfdi变量系数为-0.714，统计显著，说明外商直接投资会显著影响东部地级市的贸易结构，表现为出口额的贸易比重降低。三个控制变量的符号和显著性与列（2）一致。W1lnfdi变量系数为0.441，但在10%概率下统计不显著，W1struc变量系数显著大于0，说明地理相邻的地级市贸易结构有趋同特征，相邻地区外商直接投资并不影响本地区的贸易结构水平。

从列（4）看到，lnfdi变量系数为0.008，统计不显著，说明外商直接投资并未影响中部地级市进口开放度。三个控制变量中，人均地区生产总值显著为小于0，第二产业产值比重显著大于0，说明中部地区经济发展水平升高将抑制进口，但第二产业发展会促进进口。技术进步则与进口额不存在显著影响关系。空间变量中，W1lnfdi变量系数为0.001，统计不显著。W1inport变量系数也不显著，说明相邻地区外商直接投资并不影响本地区进口水平，同时中部地区进口开放度并不存在地理集聚特点。列（2）下lnfdi变量系数为0.010，统计显著，说明外商直接投资会提高中部地级市的出口开放度。三个控制变量中，技术进步和第二产业经济比重变量显著为正，说明技术进步和工业经济发展都能积极促进地区出口水平。W1lnfdi变量系数为-0.009，统计显著，说明相邻地区外商直接投资会降低本地区的出口开放度。W1export变量系数显著大于0，说明中部地级市出口开放度有地理集聚特点，这和Moran I指数的结论相同。列（3）下lnfdi变量系数为0.835，统计显著，说明外商直接投资会显著影响中部地级市的贸易结构，表现为出口额的贸易比重上升。三个控制变量的符号和显著性与列（2）一致。W1lnfdi变量系数为-5.835，在10%概率下显著，结论与列（2）相同，说明相邻地区外商直接投资会负向影响本地区出口额。W1struc变量系数不显著，说明中部地区地理相邻的城市出口额有相同趋势，但进口额不存在相同趋势。

表3 地方政府竞争、土地价格对外商直接投资的空间效应

以上结果表明，东部地区外商直接投资对地区贸易出口存在替代效应，而中部地区外商直接投资对贸易出口存在补充效应，但两个地区外商直接投资对贸易进口均不存在显著影响。外商直接投资对贸易的空间效应只存在中部地区，且只影响出口额，而不影响进口额。

3.3 稳健性分析

表4显示了以经济距离相邻作为空间权重下时的模型估计结果。列（1）-列（3）的结果显示外商直接投资对东部地级市进口开放度影响不显著，但对出口开放度和贸易结构存在显著负影响。W2lnfdi变量系数均统计不显著，说明外商直接投资并不会影响经济距离相近地区的进出口贸易。列（4）-列（6）下，外商直接投资对中部地区进口开放度影响不显著，但对出口开放度和贸易结构存在显著正影响。W2lnfdi变量系数在列（5）、列（6）统计显著为负，说明经济距离相近地区外商直接投资规模增加会抑制本地区的贸易出口额，进而影响本地区的进出口贸易结构。其他变量系数和符号与表3相同。由表4结果看出，在外商直接投资对地区贸易结构的空间效应上，使用地区地理相邻空间权重和经济距离相近空间权重所得到的结果是一致的，说明表3的结果是稳健的。

由以上分析得出外商直接投资对东部地区贸易的影响和对中部地区贸易的影响存在显著差异，本文认为这主要源于两个地区外商直接投资的性质不同。东部地区已经从过去的代加工阶段过渡到通过引进外资企业来对本地区技术、产业结构进行升级的阶段。在这一阶段的东部地区，外商企业在本地区的产品差异与本国差异较小，为节约运输成本和争取市场份额，更多外商投资企业倾向于直接在华销售，因此降低了这一地区出口开放度水平。相反，在中部地区，外商直接投资更多的仍然处于代加工阶段，外资企业在该地区生产半成品，然后出口到本国进行标签等后续加工，因此外商直接投资规模越大，中部地区出口开放度越高。对于外商直接投资对进口不存在显著影响，本文认为外商直接投资促进本地区经济增长和居民收入上升，促进了居民向国外购买商品的动力，另一方面外商直接投资企业直接在当地销售产成品，则又会抑制居民进口，因此在两方面综合效应下，外商直接投资与地区进口规模的关系表现为不明显。

表4 不同空间权重的稳健性分析

4.结论

外商直接投资和商品贸易作为地区对外经济开放的两个方面，其内部关系机制如何迄今为止仍然没有统一的结论，部分学者的研究结论支持了Mundell的相互替代效应，部分学者的结论支持小岛清的相互补充效应。本文选取2005-2015年我国东部四省和中部五省共119个地级市数据，考虑了存在外商直接投资的空间溢出效应，分析了外商直接投资对贸易开放度和贸易结构的影响。通过实证研究发现，外商直接投资对东部地区出口开放度和贸易结构存在抑制作用，但对进出口开放度没有显著影响，且不存在空间溢出效应；外商直接投资对中部地区出口开放度和贸易结构存在促进作用，相邻地区外商直接投资对出口开放度则有负面影响，但外商直接投资对进出口开放度同样没有显著影响。

外商直接投资和地区商品贸易是对外经济的两个方面，两个系统是否存在内生机制影响存在诸多可能性因素。本文认为不能分析二者的趋势和结构变动，对判断二者关系更具有实际意义。一方面，目前很多地方对外商直接投资持非常欢迎的态度，这源于外商直接投资能促进该地区经济增长，带来技术、资本溢出效应，但是在引资过程中对外商直接投资不管是优是劣，往往是“一统收”处理，使得外商直接投资过程也带来了诸多负面问题；另一方面，对于贸易额的暂时性波动过分担心，两国贸易水平不仅受到两国经济、居民收入、汇率等素影响，也取决于两国的政策、产业结构等，因此贸易规模变动有其内生性，识别贸易结构的变化能有助于认识经济系统的调整，也能很深刻认识外商直接投资与贸易水平的关系。