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摘 要：外商直接投资对中国东部地区出口贸易发展的促进效应最大，而且影响程度超过其他解释变量，西部地区次之，中部地区影响不显著。外商直接投资贸易促进效应的发挥要受跨国公司的投资动机和东道国内在环境等因素的影响，中西部地区在引资的同时，要注重内部市场培育，以充分发挥外资在东道国市场的外溢效应，带动本地区当地企业的出口。
关键词：外商直接投资；出口贸易；面板数据模型
中图分类号：F830.59 文献标识码： Ａ 文章编号：１００３－３８９０（２００8）11－００87-05
一、引言
截至2007年底，中国实际使用外资金额已超过7500亿美元，已连续15年居发展中国家首位，排在美、英、法之后居全球第4位。与此同时，中国的对外贸易也发展迅猛。2007年中国进出口贸易总额为21 738.3亿美元，是1978年的105倍，在世界贸易中的地位已连续3年居第3位。外商投资企业出口占中国出口总额的比重已由20世纪80年代的不到10%上升到2007年的近60%。作为全球重要的引资大国和出口大国，外商直接投资对中国出口贸易的影响已经日渐显著。但这种影响在中国经济发展水平存在差异的不同省区之间是否表现不同呢？如何正确认识上述问题，对中国各地制定科学的引资政策，促进对外贸易和国民经济的健康快速发展，有着重要的现实意义。而目前关于这方面的实证研究还相对不足，因此，本文以国际贸易理论为基础，选取影响出口贸易的三个重要经济变量GDP、FDI和REER（人民币实际有效汇率）作为解释变量，运用1994-2003年中国29个省市的省际面板数据构建面板数据模型，实证分析FDI对中国东、中、西部地区各省市出口的影响。
二、文献回顾
现有文献中，对FDI影响对外贸易的研究主要分为两大类：一类是就FDI影响对外贸易的作用机理进行定性的理论研究；另一类是通过不同的计量方法对相关理论进行实证检验。
（一）关于FDI影响对外贸易的理论研究主要是围绕着贸易和投资之间的互动关系展开的。最早研究贸易与投资关系的是美国哥伦比亚大学教授Mundell（1957）。早在1957年，他在《国际贸易与要素流动》一文中就提出了著名的贸易与投资替代模型，即贸易障碍会产生资本的流动，而资本流动障碍会产生贸易，“关税引致投资”验证了贸易和投资之间的这种替代关系。20世纪70年代末期，日本学者小岛清结合日本的实践经验，提出了FDI与国际贸易互补效应的模型。80年代中期，Markusen和Svensson（1985）的研究认为直接投资与商品贸易之间的相互关系是表现为替代性还是互补性，依赖于贸易（如劳动力）和非贸易要素（如资本）之间是“合作的”还是“非合作的”。如果两种要素是合作的，则商品贸易和直接投资就是互补关系，否则即为替代关系。80年代中后期，Bhagwati（1987）和Dinopoulos（1991）等经济学家从政治经济学的视角分析了贸易与投资之间的相互关系，分析了“补偿投资”（quid pro quo investment）。进入90年代，随着全球经济一体化的快速发展，许多学者分别从FDI的投资动机差异、行业差别、东道国对外政策、出口商品结构和工业结构、技术进步以及其他动态因素研究贸易与投资的不同关系，不断丰富了关于贸易与投资新型关系的理论。
（二）关于FDI影响对外贸易的实证研究主要集中于运用不同的计量方法，分析FDI对促进对外贸易的总量和结构效应。UNCTAD在《1999年世界投资报告》中采用静态多元回归统计分析，运用1995年52个发达国家和发展中国家的样本数据，对FDI的流入与贸易绩效的关系作了定量研究。结果表明，人均FDI水平对制成品出口具有促进作用，同时FDI对产业结构和外贸进出口结构可以产生一定的影响。宋延武等（2007）利用1985-2004年的数据，定量分析了FDI对中国出口产品结构和出口竞争力的影响。结果表明，外资在一定程度上促进了中国商品出口结构的优化，包括初级产品和工业制成品的商品结构比例和贸易方式的改变，而在出口竞争力方面，除了机械和运输设备外，外资实质上削弱了中国绝大多数产品的出口竞争力。许和连、赖明勇（2002）利用协整分析技术和误差修正模型（ECM）从长期和短期分析了FDI对中国出口总额、初级产品出口及工业制成品出口的影响作用。结果发现，从长期与短期来看，FDI都对中国出口贸易产生了积极促进作用，并且对工业制成品出口的影响要显著大于对初级产品出口的影响，这说明FDI改善了中国的出口商品结构。王剑（2005）通过建立向量误差修正模型，对长期和短期进入中国的FDI与中国进出口的相互关系进行实证分析，认为在长期和短期内进入中国的外国直接投资与中国的出口都是互补关系，同时在短期外国直接投资与中国的进口也是互补，而在长期外国直接投资与中国的进口却是替代联系。蔡小勇、余子鹏（2005）利用2003年中国大陆30个省、自治区及直辖市的出口总值、机电产品出口总值及当年实际利用FDI值，分析了FDI对中国出口及地区差异影响，结果表明FDI对西部落后地区出口的带动作用最大，对中部地区出口的带动作用最小，对东部发达地区出口的带动作用居中。王俭、李雪松（2005）运用1995-2002年中国香港、中国台湾、日本、韩国、欧盟和美国的数据，建立了中国吸引外商直接投资与中国出口之间关系的面板数据模型，实证分析发现不同国家和地区在华累计FDI（或FDI存量）与中国对其出口之间的关系十分显著。但若采用单个国家FDI与出口的关系进行分析，FDI与出口之间的关系并不显著且自相关严重。
综合以上实证研究可以看出，利用面板数据实证分析外商直接投资对中国出口影响地区差异的研究还相对不足，因此，本文运用能较为全面反映经济体自身个体特征的面板数据模型，选取了中国29个省市1994-2003年的省际面板数据，实证分析了FDI对中国出口影响的地区差异。
三、模型、数据与实证分析方法
（一）模型的建立
根据国际直接投资的贸易效应的相关理论，国际直接投资的发展，通常会对国际贸易产生两种主要影响：替代效应和促进效应，这在一定程度上取决于跨国公司的投资动机。通常，FDI主要通过两条途径带动东道国市场出口贸易的增长：一是以出口战略为导向的外商投资企业自己的出口，二是FDI的外溢效应对东道国本土企业出口的带动作用。同时，根据影响贸易收支的一般理论，影响一国进出口贸易的变量主要是进出口商品的相对价格及国内外的实际国民收入水平，并且进口（出口）需求与本国（外国）收入正相关，与进口（出口）商品相对价格负相关，而影响进出口相对价格的关键因素便是汇率。在假定进出口商品具有完全的供给弹性的情况下，根据马歇尔—勒纳条件，当一国进出口商品需求弹性的绝对值之和大于1时，一国货币的贬值才会改善其贸易收支。基于上述理论分析，本文选取影响出口贸易的三个主要经济变量——外商直接投资、国民生产总值和汇率作为解释变量来分析外商直接投资对中国东、中、西部出口贸易的影响。
为能充分反映外商直接投资对各地区出口贸易的影响，本文选取能比较全面反映各种影响因素的各经济体的面板数据，建立面板数据模型进行分析。
面板数据（panel data）也称时间序列截面数据（time series and cross section data），是同时在时间和截面空间上取得的二维数据。面板数据从横截面（cross section）上看，是由若干个体（entity，unit，individual）在某一时刻构成的截面观测值，从纵剖面（longitudinal section）上看是一个时间序列。
面板数据模型一般形式为：
Yit=αit+βitXit+uit i=1，2，…，N，t=1，2，…，T（1）
其中i表示构成横截面单位的不同个体，t表示每个个体的观测时期；Yit表示T×1维被解释变量向量，Xit表示影响所有横截面单位个体的T×K维解释变量向量矩阵（k表示解释变量的个数），为可观测变量；αit表示截面单位的个体特性，为不可观测成分或特征变量，反映了模型中被遗漏的体现个体差异变量的影响；βit是参数向量；μit是T×k维参数向量，为特质误差或特质扰动项，随t和i变化，但满足均值为0，等方差为?滓2=u的假设。
根据截距向量α和系数向量β中各分量的不同限制要求，单方程面板数据模型通常可划分为如下三种类型：
1. 混合估计模型：是指从时间上看，不同个体之间不存在显著性差异；从截面上看，不同截面之间也不存在显著性差异，在横截面上无个体差异， 则可以直接把面板数据混合在一起用普通最小二乘法（OLS）估计参数。即满足α1=α2=α3=…=αN，β1=β2=β3=…=βN，模型可表示为：
yit=α+βxit+uit。
2. 变截距模型：是指对于不同的截面或时间序列，模型的截距是不同的。不同个体的影响表现为模型中被忽略的反映个体差异的变量的影响，一般分为固定影响和随机影响两种情况。即满足α1≠α2≠α3≠…≠αN，β1=β2=β3=…=βN，模型可表示为yit=αi+βxit+uit。
3. 变系数模型：是指对于不同个体，解释变量的回归系数存在显著性差异，即除了存在个体的影响外，在横截面上还存在变化的经济结构，因而结构参数在不同横截面内单位上的数值是不同的。也即满足α1≠α2≠α3≠…≠αN，β1≠β2≠β3≠…≠βN，模型可表示为yit=αi+βixit+uit。由于本文是分经济带进行研究，所以假定各经济带内部不同省份不存在经济结构的变化。
综上，本文采用的初始模型为：
lnEXit=ait+αln（FDI）it+βln（GDP）it+γREERit+uiti=1，2，…，N（各经济带省市），t=1994，1995，…，2003.
EX——出口
FDI——FDI存量
GDP——国内生产总值
REER——人民币实际有效汇率
（二）模型的选择
面板数据模型一般根据对不随时间变化的非观测效应的不同假设，可分为固定效应模型和随机效应模型。非观测效应究竟应假设为固定效应还是随机效应，关键看这部分不随时间变化的非观测效应对应的因素是否与模型中控制的可观测到的解释变量相关，如果这个效应与可观测的解释变量不相关，则这个效应被称为随机效应。反之，则被称为固定效应。当我们的样本来自一个较小的母体，而且分析的主要目的是估计模型的参数时，通常应该使用固定效应模型；而当样本来自一个很大的母体，所选样本不能代表整个母体，并且主要对模型的误差成分进行分析时（通常分解为长期效果和短期效果），就只能采用随机效应模型。具体可通过HAUSMAN检验进行判定。
原假设：非观测效应αit与解释变量xit不相关。
备择假设：非观测效应αit与解释变量xit相关。
检验结果若拒绝原假设，则选择固定效应模型，否则则应选择随机模型。
（三）变量和数据说明
考虑到数据的可获得性，本文在设立外商投资对中国出口影响的面板数据模型时，主要包括了三个重要的影响变量：反映外商投资水平的外商直接投资累计值（包括外商直接投资和其他投资）、反映经济发展水平的国内生产总值和人民币实际有效汇率。本文采用的样本是中国大陆29个省（自治区、直辖市，西藏因存在部分数据缺失而不予考虑，重庆的数据并入四川省）1994-2003年的面板数据。出口、FDI累计值和GDP均取自1995-2004年《中国统计年鉴》，其中出口和FDI累计值调整为以亿美元为单位；国内生产总值是先以2000年的名义GDP为基期调整得到实际GDP，然后按当期汇率调整为亿美元；人民币实际有效汇率是名义汇率经美国和中国以2000年为基期的CPI指数之比调整后得到，其中人民币名义汇率和CPI指数取自IMF统计。所有数据均采用对数形式。关于东、中、西部的划分基本沿用1985年全国人大通过的“国民经济和社会发展第七个五年计划”中提出的三个经济地带划分标准进行。但由于内蒙古和广西两个自治区人均国内生产总值的水平正好相当于西部10省（市、区）的平均状况，2000年国家制定的在西部大开发中享受优惠政策的范围又增加了内蒙古和广西，因此本文把内蒙和广西算作西部。另外，西部地区的西藏由于部分数据缺失，排除在研究之外。综上，本文所指的东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省（市）；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省（区）；西部地区包括四川、内蒙古、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西、新疆等10个省（区）。
（四）计量分析结果
本文是运用STATA计量软件9.0版本进行的计量分析，主要计量结果如下：
1. 三大经济带主要统计变量的基本特征（见表1）。
2. 模型选择
由于本文是分地区对FDI的出口贸易效应进行分析，各地区的样本基本代表了母体总体，并且本文主要分析各解释变量主要是FDI对出口贸易的影响程度，分析的主要目的是估计模型的参数，所以选择固定效应模型更为合适。通过对东、中和西部的样本数据进行HAUSMAN检验，统计结果拒绝了原假设，随机效应的估计结果不一致，这也证明应选择固定效应模型进行分析。
3. 回归结果
从三个经济带模型的回归结果可以看出（见表2）：（1）东部地区外商直接投资的系数在1%的显著性水平上通过了统计检验，这表明东部地区外商直接投资对出口贸易发展的促进效应最大，其影响程度超过了另外两个解释变量。西部地区外商直接投资的系数在5%的显著性水平上通过了显著性检验，这表明西部地区外商直接投资对出口贸易的发展具有一定的促进作用，但其影响程度逊色于另外两个经济变量。而中部地区外商直接投资的系数统计不显著，表明中部地区外商直接投资对出口贸易的促进作用不明显。（2）三大经济带的经济发展水平都是促进其出口贸易发展的重要因素，其中西部地区的作用更为明显。（3）人民币的实际有效汇率对各经济带出口贸易的发展也具有一定的影响，其系数为正，这表明在这10年间，人民币汇率的贬值在一定程度上促进了各地区出口贸易的发展，汇率贬值可以改善各地区的贸易收支。
四、政策建议
虽然从理论上说，外商直接投资可以通过直接作为出口主体或间接的外溢作用两条路径来促进东道国本土企业出口的增长，但外商直接投资贸易促进效应的发挥要受跨国公司的投资动机和东道国内在环境等因素的影响。东部地区外商直接投资的贸易效应最为明显，这主要是因为东部地区对外开放较早，经济条件和市场培育程度都优于西部和中部。这一方面吸引了大量外资的进入，再加上主要投资于加工贸易，外商投资企业的出口为东部地区出口贸易的增长做出了贡献；同时外商投资企业的市场外溢效应结合东部地区良好的市场环境，促进了东部地区本土企业的出口贸易增长。而中西部地区由于对外开放起步晚、市场体系建设不够完善，这一方面降低了对外商直接投资的吸引力，另一方面也会影响跨国公司的投资动机和市场外溢效应的利用程度，从而在一定程度上阻碍了外商直接投资贸易促进效应的发挥。尤其是东部地区，由于经济发展水平相对不高，开放程度有限，再加上市场投资环境的制约，致使外资的引入量相对较少，且进入的外资多为市场寻求型的，企业内销当地市场的比重相对较大，这在一定程度上影响了外商直接投资对出口带动的直接和间接效应的发挥。因此，积极发挥外商直接投资对出口贸易的促进作用，各地一方面要注重创造引进外资的有利条件，另一方面要加强内部市场培育。中西部地区各省在继续扩大开放，大力引进外商直接投资的同时，要加快经济体制改革和引资政策的调整，逐步提高市场化水平，以充分发挥外商直接投资的市场外溢效应，从而带动当地企业的出口。
参考文献：
［1］蔡小勇，余子鹏.FDI对我国出口及地区差异影响的实证研究［J］.国际贸易问题，2005，（11）.
［2］联合国贸发会议跨国公司与投资司编著.《1999年世界投资报告：外国直接投资和发展的挑战［R］.冼国明总译校.北京：中国财政经济出版社，2000.
［3］宋延武，等.外国直接投资与我国出口结构和出口竞争力的关系研究——基于ＳＰＳＳ回归模型的实证分析与检验［J］.国际贸易问题，2007，（5）.
［4］许和连，赖明勇.外商直接投资对中国出口贸易影响的实证分析［J］.预测，2002，（2）.
［5］王剑.FDI与中国对外贸易的向量误差修正模型［J］.数理统计与管理，2005，（5）.
［6］王俭，李雪松.外商直接投资与中国出口关系的面板数据分析［J］.北京交通大学学报（社会科学版），2005，（3）.
［7］常建坤，李杏.外商直接投资区位选择影响因素分析［J］.山西财经大学学报，2006，（5）.
［8］Dinopoulos， Elias and Kar-yiu Wong.1991.Quid Pro Quo Foreign Investment and Political Intervention ［A］.K.A.Koekkock and C.B.M. Mennes， eds. International Trade and Global Development: Essay in Honour of Jagdish Bhagwati［C］.London: Routledge.pp162-190.
［9］Jagdish N. Bhagwati， Richard A. Brecher， Elias Dinopoulos and T. N. Srinivasan.1987.Quid pro quo foreign investment and welfare: A political-economy-theoretic model［J］.Journal of Development Economics （10）.pp127-138.
［10］Markuson， J.R and Svenson E.O.1984.Trade in Goods and Factor With International Differences in Technology［J］．International Economic Review （Vol 26.No1）. pp 175-192.
［11］Mundell， R.A.1957. International Trade. and Factor Mobility［J］.American EconomicReview （6）.pp321-335.
责任编辑：张增强
责任校对：焦世玲
关键词：外商直接投资；出口贸易；面板数据模型
中图分类号：F830.59 文献标识码： Ａ 文章编号：１００３－３８９０（２００8）11－００87-05
一、引言
截至2007年底，中国实际使用外资金额已超过7500亿美元，已连续15年居发展中国家首位，排在美、英、法之后居全球第4位。与此同时，中国的对外贸易也发展迅猛。2007年中国进出口贸易总额为21 738.3亿美元，是1978年的105倍，在世界贸易中的地位已连续3年居第3位。外商投资企业出口占中国出口总额的比重已由20世纪80年代的不到10%上升到2007年的近60%。作为全球重要的引资大国和出口大国，外商直接投资对中国出口贸易的影响已经日渐显著。但这种影响在中国经济发展水平存在差异的不同省区之间是否表现不同呢？如何正确认识上述问题，对中国各地制定科学的引资政策，促进对外贸易和国民经济的健康快速发展，有着重要的现实意义。而目前关于这方面的实证研究还相对不足，因此，本文以国际贸易理论为基础，选取影响出口贸易的三个重要经济变量GDP、FDI和REER（人民币实际有效汇率）作为解释变量，运用1994-2003年中国29个省市的省际面板数据构建面板数据模型，实证分析FDI对中国东、中、西部地区各省市出口的影响。
二、文献回顾
现有文献中，对FDI影响对外贸易的研究主要分为两大类：一类是就FDI影响对外贸易的作用机理进行定性的理论研究；另一类是通过不同的计量方法对相关理论进行实证检验。
（一）关于FDI影响对外贸易的理论研究主要是围绕着贸易和投资之间的互动关系展开的。最早研究贸易与投资关系的是美国哥伦比亚大学教授Mundell（1957）。早在1957年，他在《国际贸易与要素流动》一文中就提出了著名的贸易与投资替代模型，即贸易障碍会产生资本的流动，而资本流动障碍会产生贸易，“关税引致投资”验证了贸易和投资之间的这种替代关系。20世纪70年代末期，日本学者小岛清结合日本的实践经验，提出了FDI与国际贸易互补效应的模型。80年代中期，Markusen和Svensson（1985）的研究认为直接投资与商品贸易之间的相互关系是表现为替代性还是互补性，依赖于贸易（如劳动力）和非贸易要素（如资本）之间是“合作的”还是“非合作的”。如果两种要素是合作的，则商品贸易和直接投资就是互补关系，否则即为替代关系。80年代中后期，Bhagwati（1987）和Dinopoulos（1991）等经济学家从政治经济学的视角分析了贸易与投资之间的相互关系，分析了“补偿投资”（quid pro quo investment）。进入90年代，随着全球经济一体化的快速发展，许多学者分别从FDI的投资动机差异、行业差别、东道国对外政策、出口商品结构和工业结构、技术进步以及其他动态因素研究贸易与投资的不同关系，不断丰富了关于贸易与投资新型关系的理论。
（二）关于FDI影响对外贸易的实证研究主要集中于运用不同的计量方法，分析FDI对促进对外贸易的总量和结构效应。UNCTAD在《1999年世界投资报告》中采用静态多元回归统计分析，运用1995年52个发达国家和发展中国家的样本数据，对FDI的流入与贸易绩效的关系作了定量研究。结果表明，人均FDI水平对制成品出口具有促进作用，同时FDI对产业结构和外贸进出口结构可以产生一定的影响。宋延武等（2007）利用1985-2004年的数据，定量分析了FDI对中国出口产品结构和出口竞争力的影响。结果表明，外资在一定程度上促进了中国商品出口结构的优化，包括初级产品和工业制成品的商品结构比例和贸易方式的改变，而在出口竞争力方面，除了机械和运输设备外，外资实质上削弱了中国绝大多数产品的出口竞争力。许和连、赖明勇（2002）利用协整分析技术和误差修正模型（ECM）从长期和短期分析了FDI对中国出口总额、初级产品出口及工业制成品出口的影响作用。结果发现，从长期与短期来看，FDI都对中国出口贸易产生了积极促进作用，并且对工业制成品出口的影响要显著大于对初级产品出口的影响，这说明FDI改善了中国的出口商品结构。王剑（2005）通过建立向量误差修正模型，对长期和短期进入中国的FDI与中国进出口的相互关系进行实证分析，认为在长期和短期内进入中国的外国直接投资与中国的出口都是互补关系，同时在短期外国直接投资与中国的进口也是互补，而在长期外国直接投资与中国的进口却是替代联系。蔡小勇、余子鹏（2005）利用2003年中国大陆30个省、自治区及直辖市的出口总值、机电产品出口总值及当年实际利用FDI值，分析了FDI对中国出口及地区差异影响，结果表明FDI对西部落后地区出口的带动作用最大，对中部地区出口的带动作用最小，对东部发达地区出口的带动作用居中。王俭、李雪松（2005）运用1995-2002年中国香港、中国台湾、日本、韩国、欧盟和美国的数据，建立了中国吸引外商直接投资与中国出口之间关系的面板数据模型，实证分析发现不同国家和地区在华累计FDI（或FDI存量）与中国对其出口之间的关系十分显著。但若采用单个国家FDI与出口的关系进行分析，FDI与出口之间的关系并不显著且自相关严重。
综合以上实证研究可以看出，利用面板数据实证分析外商直接投资对中国出口影响地区差异的研究还相对不足，因此，本文运用能较为全面反映经济体自身个体特征的面板数据模型，选取了中国29个省市1994-2003年的省际面板数据，实证分析了FDI对中国出口影响的地区差异。
三、模型、数据与实证分析方法
（一）模型的建立
根据国际直接投资的贸易效应的相关理论，国际直接投资的发展，通常会对国际贸易产生两种主要影响：替代效应和促进效应，这在一定程度上取决于跨国公司的投资动机。通常，FDI主要通过两条途径带动东道国市场出口贸易的增长：一是以出口战略为导向的外商投资企业自己的出口，二是FDI的外溢效应对东道国本土企业出口的带动作用。同时，根据影响贸易收支的一般理论，影响一国进出口贸易的变量主要是进出口商品的相对价格及国内外的实际国民收入水平，并且进口（出口）需求与本国（外国）收入正相关，与进口（出口）商品相对价格负相关，而影响进出口相对价格的关键因素便是汇率。在假定进出口商品具有完全的供给弹性的情况下，根据马歇尔—勒纳条件，当一国进出口商品需求弹性的绝对值之和大于1时，一国货币的贬值才会改善其贸易收支。基于上述理论分析，本文选取影响出口贸易的三个主要经济变量——外商直接投资、国民生产总值和汇率作为解释变量来分析外商直接投资对中国东、中、西部出口贸易的影响。
为能充分反映外商直接投资对各地区出口贸易的影响，本文选取能比较全面反映各种影响因素的各经济体的面板数据，建立面板数据模型进行分析。
面板数据（panel data）也称时间序列截面数据（time series and cross section data），是同时在时间和截面空间上取得的二维数据。面板数据从横截面（cross section）上看，是由若干个体（entity，unit，individual）在某一时刻构成的截面观测值，从纵剖面（longitudinal section）上看是一个时间序列。
面板数据模型一般形式为：
Yit=αit+βitXit+uit i=1，2，…，N，t=1，2，…，T（1）
其中i表示构成横截面单位的不同个体，t表示每个个体的观测时期；Yit表示T×1维被解释变量向量，Xit表示影响所有横截面单位个体的T×K维解释变量向量矩阵（k表示解释变量的个数），为可观测变量；αit表示截面单位的个体特性，为不可观测成分或特征变量，反映了模型中被遗漏的体现个体差异变量的影响；βit是参数向量；μit是T×k维参数向量，为特质误差或特质扰动项，随t和i变化，但满足均值为0，等方差为?滓2=u的假设。
根据截距向量α和系数向量β中各分量的不同限制要求，单方程面板数据模型通常可划分为如下三种类型：
1. 混合估计模型：是指从时间上看，不同个体之间不存在显著性差异；从截面上看，不同截面之间也不存在显著性差异，在横截面上无个体差异， 则可以直接把面板数据混合在一起用普通最小二乘法（OLS）估计参数。即满足α1=α2=α3=…=αN，β1=β2=β3=…=βN，模型可表示为：
yit=α+βxit+uit。
2. 变截距模型：是指对于不同的截面或时间序列，模型的截距是不同的。不同个体的影响表现为模型中被忽略的反映个体差异的变量的影响，一般分为固定影响和随机影响两种情况。即满足α1≠α2≠α3≠…≠αN，β1=β2=β3=…=βN，模型可表示为yit=αi+βxit+uit。
3. 变系数模型：是指对于不同个体，解释变量的回归系数存在显著性差异，即除了存在个体的影响外，在横截面上还存在变化的经济结构，因而结构参数在不同横截面内单位上的数值是不同的。也即满足α1≠α2≠α3≠…≠αN，β1≠β2≠β3≠…≠βN，模型可表示为yit=αi+βixit+uit。由于本文是分经济带进行研究，所以假定各经济带内部不同省份不存在经济结构的变化。
综上，本文采用的初始模型为：
lnEXit=ait+αln（FDI）it+βln（GDP）it+γREERit+uiti=1，2，…，N（各经济带省市），t=1994，1995，…，2003.
EX——出口
FDI——FDI存量
GDP——国内生产总值
REER——人民币实际有效汇率
（二）模型的选择
面板数据模型一般根据对不随时间变化的非观测效应的不同假设，可分为固定效应模型和随机效应模型。非观测效应究竟应假设为固定效应还是随机效应，关键看这部分不随时间变化的非观测效应对应的因素是否与模型中控制的可观测到的解释变量相关，如果这个效应与可观测的解释变量不相关，则这个效应被称为随机效应。反之，则被称为固定效应。当我们的样本来自一个较小的母体，而且分析的主要目的是估计模型的参数时，通常应该使用固定效应模型；而当样本来自一个很大的母体，所选样本不能代表整个母体，并且主要对模型的误差成分进行分析时（通常分解为长期效果和短期效果），就只能采用随机效应模型。具体可通过HAUSMAN检验进行判定。
原假设：非观测效应αit与解释变量xit不相关。
备择假设：非观测效应αit与解释变量xit相关。
检验结果若拒绝原假设，则选择固定效应模型，否则则应选择随机模型。
（三）变量和数据说明
考虑到数据的可获得性，本文在设立外商投资对中国出口影响的面板数据模型时，主要包括了三个重要的影响变量：反映外商投资水平的外商直接投资累计值（包括外商直接投资和其他投资）、反映经济发展水平的国内生产总值和人民币实际有效汇率。本文采用的样本是中国大陆29个省（自治区、直辖市，西藏因存在部分数据缺失而不予考虑，重庆的数据并入四川省）1994-2003年的面板数据。出口、FDI累计值和GDP均取自1995-2004年《中国统计年鉴》，其中出口和FDI累计值调整为以亿美元为单位；国内生产总值是先以2000年的名义GDP为基期调整得到实际GDP，然后按当期汇率调整为亿美元；人民币实际有效汇率是名义汇率经美国和中国以2000年为基期的CPI指数之比调整后得到，其中人民币名义汇率和CPI指数取自IMF统计。所有数据均采用对数形式。关于东、中、西部的划分基本沿用1985年全国人大通过的“国民经济和社会发展第七个五年计划”中提出的三个经济地带划分标准进行。但由于内蒙古和广西两个自治区人均国内生产总值的水平正好相当于西部10省（市、区）的平均状况，2000年国家制定的在西部大开发中享受优惠政策的范围又增加了内蒙古和广西，因此本文把内蒙和广西算作西部。另外，西部地区的西藏由于部分数据缺失，排除在研究之外。综上，本文所指的东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省（市）；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省（区）；西部地区包括四川、内蒙古、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西、新疆等10个省（区）。
（四）计量分析结果
本文是运用STATA计量软件9.0版本进行的计量分析，主要计量结果如下：
1. 三大经济带主要统计变量的基本特征（见表1）。
2. 模型选择
由于本文是分地区对FDI的出口贸易效应进行分析，各地区的样本基本代表了母体总体，并且本文主要分析各解释变量主要是FDI对出口贸易的影响程度，分析的主要目的是估计模型的参数，所以选择固定效应模型更为合适。通过对东、中和西部的样本数据进行HAUSMAN检验，统计结果拒绝了原假设，随机效应的估计结果不一致，这也证明应选择固定效应模型进行分析。
3. 回归结果
从三个经济带模型的回归结果可以看出（见表2）：（1）东部地区外商直接投资的系数在1%的显著性水平上通过了统计检验，这表明东部地区外商直接投资对出口贸易发展的促进效应最大，其影响程度超过了另外两个解释变量。西部地区外商直接投资的系数在5%的显著性水平上通过了显著性检验，这表明西部地区外商直接投资对出口贸易的发展具有一定的促进作用，但其影响程度逊色于另外两个经济变量。而中部地区外商直接投资的系数统计不显著，表明中部地区外商直接投资对出口贸易的促进作用不明显。（2）三大经济带的经济发展水平都是促进其出口贸易发展的重要因素，其中西部地区的作用更为明显。（3）人民币的实际有效汇率对各经济带出口贸易的发展也具有一定的影响，其系数为正，这表明在这10年间，人民币汇率的贬值在一定程度上促进了各地区出口贸易的发展，汇率贬值可以改善各地区的贸易收支。
四、政策建议
虽然从理论上说，外商直接投资可以通过直接作为出口主体或间接的外溢作用两条路径来促进东道国本土企业出口的增长，但外商直接投资贸易促进效应的发挥要受跨国公司的投资动机和东道国内在环境等因素的影响。东部地区外商直接投资的贸易效应最为明显，这主要是因为东部地区对外开放较早，经济条件和市场培育程度都优于西部和中部。这一方面吸引了大量外资的进入，再加上主要投资于加工贸易，外商投资企业的出口为东部地区出口贸易的增长做出了贡献；同时外商投资企业的市场外溢效应结合东部地区良好的市场环境，促进了东部地区本土企业的出口贸易增长。而中西部地区由于对外开放起步晚、市场体系建设不够完善，这一方面降低了对外商直接投资的吸引力，另一方面也会影响跨国公司的投资动机和市场外溢效应的利用程度，从而在一定程度上阻碍了外商直接投资贸易促进效应的发挥。尤其是东部地区，由于经济发展水平相对不高，开放程度有限，再加上市场投资环境的制约，致使外资的引入量相对较少，且进入的外资多为市场寻求型的，企业内销当地市场的比重相对较大，这在一定程度上影响了外商直接投资对出口带动的直接和间接效应的发挥。因此，积极发挥外商直接投资对出口贸易的促进作用，各地一方面要注重创造引进外资的有利条件，另一方面要加强内部市场培育。中西部地区各省在继续扩大开放，大力引进外商直接投资的同时，要加快经济体制改革和引资政策的调整，逐步提高市场化水平，以充分发挥外商直接投资的市场外溢效应，从而带动当地企业的出口。
参考文献：
［1］蔡小勇，余子鹏.FDI对我国出口及地区差异影响的实证研究［J］.国际贸易问题，2005，（11）.
［2］联合国贸发会议跨国公司与投资司编著.《1999年世界投资报告：外国直接投资和发展的挑战［R］.冼国明总译校.北京：中国财政经济出版社，2000.
［3］宋延武，等.外国直接投资与我国出口结构和出口竞争力的关系研究——基于ＳＰＳＳ回归模型的实证分析与检验［J］.国际贸易问题，2007，（5）.
［4］许和连，赖明勇.外商直接投资对中国出口贸易影响的实证分析［J］.预测，2002，（2）.
［5］王剑.FDI与中国对外贸易的向量误差修正模型［J］.数理统计与管理，2005，（5）.
［6］王俭，李雪松.外商直接投资与中国出口关系的面板数据分析［J］.北京交通大学学报（社会科学版），2005，（3）.
［7］常建坤，李杏.外商直接投资区位选择影响因素分析［J］.山西财经大学学报，2006，（5）.
［8］Dinopoulos， Elias and Kar-yiu Wong.1991.Quid Pro Quo Foreign Investment and Political Intervention ［A］.K.A.Koekkock and C.B.M. Mennes， eds. International Trade and Global Development: Essay in Honour of Jagdish Bhagwati［C］.London: Routledge.pp162-190.
［9］Jagdish N. Bhagwati， Richard A. Brecher， Elias Dinopoulos and T. N. Srinivasan.1987.Quid pro quo foreign investment and welfare: A political-economy-theoretic model［J］.Journal of Development Economics （10）.pp127-138.
［10］Markuson， J.R and Svenson E.O.1984.Trade in Goods and Factor With International Differences in Technology［J］．International Economic Review （Vol 26.No1）. pp 175-192.
［11］Mundell， R.A.1957. International Trade. and Factor Mobility［J］.American EconomicReview （6）.pp321-335.
责任编辑：张增强
责任校对：焦世玲