宁波市FDI对出口贸易的影响分析.doc
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1、目录摘要关键词AbstractKey words1 FDI影响区域出口贸易的机理 11.1 FDI对区域出口贸易的直接影响 21.1.1 FDI影响区域出口贸易总量的增长 21.1.2 FDI改善区域出口产品的结构 21.1.3 FDI影响区域出口贸易方式 21.2 FDI对区域出口贸易的间接影响 22宁波市FDI对出口贸易总量增长的实证分析 32.1宁波FDI流入和出口贸易总量情况 32.2宁波市FDI对出口贸易总量增长的回归分析 42.2.1 样本和变量的选择 42.2.2 模型的选择 42.2.3 回归分析与结果 42.3宁波市FDI对出口贸易总量增长的格兰杰检验 53宁波市FDI对出口
2、商品结构影响的实证分析 63.1宁波市出口商品结构分析 63.1.1 近年来宁波市出口商品结构总体情况 63.1.2 宁波市FDI对出口商品结构变化的回归分析 73.2宁波市主要工业制成品出口情况分析 84 FDI对出口贸易方式影响的实证分析 104.1宁波外资企业情况 104.2宁波出口贸易方式情况 104.3宁波FDI流入对出口贸易方式的分析 115结论及建议 115.1结论 115.2对宁波市有效合理利用外商直接投资的建议 12参考文献 14致谢 15宁波市FDI对出口贸易的影响分析摘 要:20世纪80年代以来,宁波市利用外商直接投资 (FDI)迅猛发展,外商直接投资很大程度上带动了宁波
3、市出口 贸易的稳步增长,对宁波市地方经济尤其是对外贸易产生了深刻的影响。本文以外商直接投资影响岀口贸易的理论机理 为基础,结合宁波市外商直接投资和出口贸易的实际情况,以出口贸易总量、出口商品结构、出口贸易方式三个方面为 角度,运用回归分析、协整分析、Granger检验的实证方法,深入分析宁波市外商直接投资对出口贸易的影响和作用,并以此为依据,提岀宁波市进一步合理利用外商直接投资,有效高速地促进岀口贸易增长的建议。关键词:外商直接投资;岀口贸易;实证分析国际分工的两种基本表现形式一一外商直接投资(FDI)与国际贸易,两者在宁波市开放型经济的发展进程中都扮演着重要的角色。改革开放以来,宁波利用外商
4、直接投资与出口贸易达到一定规模,质量逐步提高。以2008年为例,宁波市全年引入外资,合同金额186.5亿元,比上年增长9.5 %;与此同时,全市口岸进出口总额1401.9亿美元,比上年增长25.5%,实现外贸自营进出口总额 678.4亿美元,增长 20.1%,其中出口 463.3亿美元,增长21.1%,20年年均增长30%。出口规模增长速度及贸易顺差连续多 年稳居全国前列。在经济一体化与全球化趋势不断增强的背景下,宁波市当地廉价的劳动力、良好的基础设施、 配套的产业基础等优势使得外商直接投资的规模及质量不断提升,产业结构调整以及外贸政策的完善,产品价格、质量的优势等促使出口贸易处于不断增长的趋
5、势之中。既然宁波市FDI与出口贸易无论规模还是趋势均表现出趋同性,本文以外商直接投资对出口贸易影响的理论为基础,运用实证分析的方法,研究宁波市外商直接投资对出口贸易的影响,分析结论,提出建议。对于促进宁波市出口驱动型的经济增长有效地协调宁波市外商直接投资不失为一条新的路径。1 FDI影响区域出口贸易的机理理论界普遍认为,在其他条件不变情况下,FDI不仅可以带动国家和区域出口规模的扩大,促进其出口额的净增,而且还会对区域出口结构的优化产生积极影响。随着外商投资的日益迅猛发展, 该国家和区域将从FDI产生的贸易净增中分享更多的利益,关键是要充分利用FDI的贸易创造与补充效应,有效把握FDI的贸易影
6、响渠道,扩大出口、优化结构、提高产品的国际竞争力。一般说来,外商直接投资 对国家和区域出口贸易的影响主要表现在以下直接和间接两个方面:1.1 FDI对区域出口贸易的直接影响1.1.1 FDI影响区域出口贸易总量的增长大量利用区域当地原材料和零部件加工制造产品的外资项目,即使它们存在替代原料进口的情况,也会明显增加该区域工业品的出口。原因很简单,外商有现在的海外销售渠道和纯熟的营销技巧,有较先进的技术、工艺和较高的效率,因而能够使这种出口导向的外资产生更多的出口效应。美国学者Blomstrom认为,FDI为发展中国家带来的不仅仅是资本,而且还有先进技术、管理经验以及完善的国际营销网络,因此,将改
7、善区域的出口状况。实证研究表明,在东道国政策调整中,跨国公司扮演了自由化重要支持者的角色,而在母国它们同样是自由贸易的主要推动力量(Helleiner,1977; Bhagwati,1988 ; Duning ,1993),显然贸易环境越自由,越利于东道国的出口。外商直接投资的一种典型方式是 在东道国及地区设立外资企业,特别是出口加工型的外资企业,其数量迅速增加, 在东道国的出口企业中占据越来越重要的地位,极大地促进了东道国和地区的出口经济增长。因此,大量FDI的流入将加速出口贸易总量的增加。1.1.2 FDI改善区域出口产品的结构FDI有利于提高区域劳动密集型产品的出口质量,创造此类产品新的
8、出口机会,改善地区出口产品 的结构。外资投资企业一般都具备迅速适应消费者口味变化、把握产业技术规范和安全标准、迅速树立新的产品形象的能力。 由于外资企业在出口企业中的比重和地位不断提高,外资企业出口产品类型的变化将很大极大影响东道国和地区出口产品结构的变化。在同等条件下,较之国内企业,外资企业的国外市场的进入障碍要少得多。外资企业要求符合国外市场的产品质量,为了适应国外市场的喜好将适时改变出口产品的类型;外商在地区的经营必然要在营销技术和生产技术等方面发生外溢,FDI不仅焕发当地劳动密集型产品的贸易活力,还通过加大技术投入可将其转换为附加值高的技术密集型产品出口。同时FDI与当地资本和技术的良
9、好结合,使该区域的相关产业纳入了跨国公司的垂直和水平分工网络,增 加了高附加值产品和地区特色产品出口的机会,对于区域优化出口结构、 改善国际分工地位意义重大 。1.1.3 FDI影响区域出口贸易方式迅速增加的外资企业在对外贸易中主要采取的是加工贸易,特别是进料加工的形式, 而国内企业以一般贸易为主要方式。随着外资企业在区域贸易中地位的上升,外商投资企业对该区域的贸易方式的变化产生重要的影响。通过加工贸易的方式,外资企业可对区域的出口进行控制,既推销它们的原料和部件,有效控制区域对母国和其他国家的出口,谋求企业更大的利润。FDI迅猛的进入极大的改变了一般贸易和加工贸易在区域贸易中所占的比重。1.
10、2 FDI对区域出口贸易的间接影响首先,外资企业通过增辟销售渠道, 可以对地区出口贸易市场的扩大产生积极作用。 如合资企业借 助外商原有的国际营销网络和先进的销售经验和技巧,能使合资企业商品较快地进入国际市场, 从而扩大出口规模,增强国内商品的竞争力。其次,随着越来越多的跨国公司对东道国和区域进行大规模直接投资,东道国和地区与世界其他国家的贸易关系日趋密切,加强了国家和地区对外贸易的国际联系,使得国际贸易环境得以改善。特别是加入WTO后,国家和地区可以运用国际贸易的通行规则积极参与国际经济活动,可以降低国际市场费 用,从而规避因国外企业对地区的生疏感和不信任感而对商品出口造成的负面效应。再次,
11、外商投资企业通过与东道国和区域中出口企业的竞争,增强了企业的危机感, 促使本国外贸企业加快改革脚步, 提高经营效率生产; 带动了地区配套产品及相关产业产品的出口,培养了大量适应国际市场运作的高端人才; 建立了一种良好竞争的状态,从而使内资和外资出口企业之间形成一种特殊的博弈,一种共同合作竞争的新局面。2宁波市FDI对出口贸易总量增长的实证分析2.1宁波FDI流入和出口贸易总量情况1988年以来,宁波市对外贸易保持较高的增长速度,出口总额从1988年的11458万美元增长到2007年的3825509万美元。宁波市90年代出口的大幅度增长,很大程度上得益与外商直接投资以及外商出口 企业出口的快速增
12、长。 到2002年,宁波市实际利用外资总额首次突破100000万美元,达到124696万美元,同比增长42.6%,为历年增长最高。至 2007年宁波市实际利用外资 250518万美元,比2002年翻了一番。表1: 1986-2007年宁波市外商直接投资和出口贸易基本情况年份实际利用外资自营岀口总额(万美元)同比增长(%)总额(万美元)同比增长(%)198650039.354038.819875285.679146.5198868930.511458134.919891758155.21800557.119902197252796255.31991268022475327019921149732
13、97838964.9199334455199.711082441.41994358123.917499257.919953990911.422682529.619965016225.72330032.719975540810.529333225.9199850329-9.22963861.01999520353.434772117.320006218619.551678148.620018744640.662450020.8200212469642.681630430.7200317272738.5120737047.9200421032221.8166896738.220052310799.
14、9222325633.220062430185.2287705229.420072505183.1382550933.0资料来源:2008宁波市统计年鉴2.2宁波市FDI对出口贸易总量增长的回归分析样本和变量的选择本文选取1988-2007年宁波市外商直接投资和出口贸易的年度数据,考虑到现实量一般都是非平稳的时间序列,因此本文选取的变量为ln(EX)、In(FDI)、In(FDIC),其中EX表示出口额,FDI表示外商直接投资实际投资额,FDIC表示外商直接投资实际累积投资额。一般经验认为:FDI流入量的增加不会立即引起当年出口增长。因为外资引入后,需要经历投资办 厂的基本建设,引进设备安装,
15、到员工培训,最后才能正式投产、生产产品出口,所以FDI对出口的影响是有一个滞后的过程。因此,按滞后期将变量In (FDI)和In (FDIC)再细分为:当年投资额与累计投资额In (FDI) , In (FDIC);上一年投资额与累计投资额 In (FDI-1),I n(FDIC-1);上两年投资额与累计投资额In (FDL -2),In (FDIC -2)。模型的选择本文将采用一元线性回归法来研究外商直接投资对出口总量的影响。所选的线性回归模型一般形式如下:Y=a+bX+ei i=1,2,n(3.1)其中,X为解释变量、Y为被解释变量;e为随机变量,且假定各 e相互独立,服从N(O,Q)分布
16、a, b为待定系数。为使线性回归模型能有较好的解释效果,在确定本文模型所选择的解释变量前,将先进行相关系数的测定。利用 Eviews 5.0 软件包,分别计算 In (FDI)、In (FDIC)、I n (FDI)、In (FDIC -1)、In (FDL -2)、In (FDIC -2) 与In (EX)的相关系数,计算结果如下:表2:宁波市FDI与出口的Pearson相关系数Ln(FDI)In(FDI -1)In(FDI -2)In(FDIC)In(FDIC -1)In(FDIC -2)In(EX)0.96730.96810.96340.98050.97720.9730相关系数计算结果
17、表明,变量间的线性相关程度较高,均通过显著性水平为0.01的双侧检验,说明宁波市FDI对出口贸易有着巨大的推动作用。变量In (FDI -1)和In (EX)相关系数较大,说明外商直接投资对出口的影响确实存在较为明显的滞后作用。从各滞后期的FDI、FDIC与EX的相关系数看,累积指标In (FDIC)与EX相关程度最大,并大于流量指标,也表明宁波市 FDI的累积性并很明显。借鉴以 往实证研究经验和表2中相关系数的结果, 选取In (FDI)、In (FDI-1)、I n(FDIC)与In (EX)建立一元回归方程。回归分析与结果为保证一元线性回归模型建立和结果的有效性,在做回归分析之前,使用E
18、views5.0软件运用ADF检验法检验这些变量的平稳性。正如前面提到的,很多时间序列都是非平稳的,借助以均衡分析为背景的协整理论考虑这些序列是否存在一种长期稳定关系。从表3可见,涉及的变量通过ADF检验,得出ln( EX)、In (FDI)与In (FDI -1)都为平稳时间序列,In (FDIC)本身是非平稳序列,但经过一阶差分后In (FDIC)具有稳定性。借鉴以往专家和学者的相关研究和本文分析宁波市FDI对出口贸易影响的目的,基于上诉单位根检验,变量之间分别建立一元回归方程。表3:单位根检验变量检验形式(C,T,K )ADF统计量临界值是否单位根1%5%10%In(EX)(C,T,4)
19、5.3822-4.6679-3.7332-3.3103否Ln(FDI)(C,T,4)-10.5808-4.6679-3.7332-3.3103否In(FDI-1)(C,T,4)-4.7110-4.6679-3.7332-3.3103否In(FDIC)(C,T,4)-1.3190-4.5326-3.6736-3.2774是 In(FDIC)(C,T,4)-6.8961-4.8001-3.7912-3.3423否注:检验形式(C,T,K)分别表示截距项、时间趋势项与滞后阶数,K的取值取决于AIC和SC准则。在上述检验的基础上,运用Eviews 5.0软件包,分别建立 ln(EX)与In(FDI)
20、In(FDI旳的一元回归方程,所得结果如下:ln( EX) = 3.0306 + 0.9078 Ln (FDI)( 1)(5.0857)( 16.1787)2 2R2=0.9357, AD R2=0.9321,F=261.7488, DW =0.5775(2)DW=0.5177ln(EX) = 4.1043 + 0.8297ln(FDI -1)(7.8389)( 16.3943)R2=0.9372, AD R 2=0.9337,F=268.7723,回归结果表明,(1)( 2)方程拟合优度 R2和调整后拟合优度 AD R2都很高,就是说对 EX变化的 解释程度达到90%上;说明宁波市出口总额
21、变化中因当年外商直接投资、上一年外商直接投资额而引 起的变化占了 90%乙多。从F和T检验值看,在显著性水平为0.01的情况下,自由度为19是的临界值F0.01( 1, 19)=8.18, T0.01 =2.861 ,而(1)、( 2)方程的F,T值均远高于其临界水平,说明回归方程总体线性关系在99%水平下显著成立,且回归系数也通过显著性水平为0.01的检验,意味着回归方程能较好地解释各变量间的关系。从回归系数看,均为正值,说明In(EX)与In(FDI)、ln(FDI -1)间存在正相关关系,意味着外商直接投资增加、FDI流量增加都将带动出口总量的增长;该系数其值的大小反映出外商直接投资的增
22、长对出口增长的影响程度,值越大,表明外商直接投资对出口的带动效果越明显。从结果中得,In(EX)与ln(FDI)的回归系数为0.9078,说明FDI增长1%总出口将增长 0.9178%,也就是说,本年外商直接投资实际 投资额增加1%各带动本年宁波市总出口增长0.9178%。同理从方程(2)可知,上一年外商直接投资实际投资额增加1%各带动本年宁波市总出口增长0.8297%,可见宁波市FDI对出口贸易的影响程度之大。综上可见,外商直接投资对宁波市出口贸易的增长起到明显的决定作用。从1986年到2007年12年来,宁波市 FDI快速稳定增长,确实带动了出口贸易总额的不断增加。由于时间序列是平稳序列,
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