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〔作者简介〕王志伟，北京大学经济学院教授，博士生导师；
侯 艺，北京大学经济学院博士研究生，北京 100871。
〔摘要〕2000-2008年是中国吸收外商直接投资增长最快的时期，外商直接投资对中国出口呈现显著的促进作用，中国加入世贸组织以及与其他国家间建立优惠贸易协定也显著推动了出口增长，尽管其显著程度较其他变量有所降低，但中国国内生产总值对出口的推动作用有待商榷，而进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素，进口国国内生产总值每增加1%，对中国出口的需求将增长1.6%，进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离则对中国出口形成显著的阻碍效应，进口国关税水平每提高1%，中国出口额将减少1.17%，地理距离每增加1%，中国出口将下降1.11%。中国吸收外资进入出口部门的比重较高，外资投入制造业领域并将产品在全球分销是中国利用外资的主要模式。鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性，中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资，但要拓宽新思路，并对有关政策进行调整。
〔关键词〕引力模型；外商直接投资；中国出口；制造业；全球分销
〔中图分类号〕 F746.12〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769（2011）06－0001－06
一、引言
相当多的研究文献从数量角度证实了吸收外商直接投资（简称FDI）对中国出口的促进作用，这些研究在传统的对数数量模型中，将FDI作为影响中国贸易的重要因素纳入解释变量组，得出了一些有意义的结论。有学者采用贸易引力模型进行研究，例如骆许蓓（2003）在用引力模型研究距离对中国出口的影响时，加入了FDI变量，但估计结果表明其影响并不显著。(1)牛浩（2009）在引力模型中引入FDI变量，估计结果表明FDI对中国的双边贸易正相关，相关系数高达0.75。(2)蒲华林（2010）对行业贸易的研究表明FDI 对于中国的零部件贸易意义重大，证明出口导向型贸易战略对于产品的国际分工具有极大的促进作用。(3)在采用其他模型的研究中，蔡茂森、顾敏芬（2005）的研究表明FDI存量每增加1%，将促进我国出口增长0.2%。(4)张红霞等（2005）通过协整检验和因果检验发现， FDI流量与出口之间存在长期均衡的协整关系，而且吸收外资的波动和出口波动具有因果关系。(5)陈波（2006）对中国1982-2003年的数据分析后指出，FDI与中国出口之间具有一定的正相关关系，但对中国出口的促进作用并不是非常显著，原因在于跨国公司的生产对国内生产和出口产生了挤出效应。(6)王俭、李雪松（2005）的面板数据分析表明，单个国家对中国的投资和中国对其出口的关系并不显著且自相关严重，而包含多个国家的面板数据分析则表明外商直接投资（流量或存量）显著地促进了出口增长，FDI每增长1%，出口将增长0.4%。(7)
较为遗憾的是，尽管许多实证研究将FDI作为研究中国出口的重要解释变量纳入模型，却并没有为此建立适当的理论基础，因而削弱了模型的解释力和说服力。本文以考虑垄断竞争的贸易引力模型理论为基础框架，为FDI与出口的关系建立理论基础，并利用中国FDI和出口的面板数据进行实证检验和分析。
二、理论模型的构建
本文在垄断竞争和H-O贸易理论框架下推导包含FDI变量的引力模型。在由i、j两国构成的框架内，设j国经济由出口部门和非出口部门组成，出口部门nτ个厂商构成完全竞争市场，贸易品τ既对i国出口，也供应本国消费，由H-O贸易理论解释；非出口部门nA个厂商构成垄断竞争市场，非贸易品A只供应j国国内消费；i国自身不生产商品τ，消费完全依靠从j国进口。
考察消费：假设在收入约束Yi=nτpiτxiτ+nApiAxiA下，两国消费者具有完全相同的效用函数Ui=nτ(xiτ)(στ-1)/στ στ/(στ-1) α nA(xiA)(σA-1)/σA σA/(σA-1) 1-α。其中xiτ和xiA分别为i国消费者对出口产品τ和非出口产品A的消费量，α为两类产品之间的替代弹性，στ为出口部门各厂商产品之间的替代弹性，σA为非出口部门各厂商产品之间的替代弹性。进一步假设同一产品实际价格相同，即piτ=φijpτ，piA=φifpA，其中φij =( 1+tij )( 1+d•Dij )• eij 为表征i国自j国进口的贸易阻力因子，包含汇率eji、关税tji、距离Dji、运保费率d等对贸易形成阻碍的因素。 则i、j两国对贸易品τ的总消费量为Xτ=α •(Yi φij+Yj)/nτpτ，其中j国对i国出口量为Xiτ= Yi Yi+φijYj Xτ。
考察生产：假设同一行业的厂商具有完全相同的生产函数。j国出口部门生产贸易品τ的厂商以资本k和劳动l为生产要素，生产函数为xjτ=kβτjτl1-βτjτ。在完全竞争和充分生产的前提下，设每个厂商产量为单位产量1，利润最大化即均衡时出口部门的贸易品总产量为nτ=Xτ=KβττL1-βττ，其中Kτ和Lτ为生产贸易品τ所需的资本和劳动总量。此时出口部门总产值为pτXτ=β-βττ(1-βτ)βτ-1•rβτjw1-βτjKβττL1-βττ。
j国非出口部门生产非贸易品A的厂商仍以资本k和劳动l为生产要素，存在固定成本ΦjA，生产函数为xjA=kβAjAl1-βAjA-ΦjA由于非出口部门为垄断竞争市场，则边际收益MR=pA(1- 1 μjA )，其中μjA＞1为j国对非贸易品A产品的价格需求弹性。同样根据TR=TC和MR=MC，求得均衡时非贸易品A的价格pjA=μjA μjA-1•β-βAA(1-βA)βA-1•rβAjw1-βAj，每个厂商产量xjA=(μjA-1)ΦjA，每个厂商生产所需资本量KjA=μjAΦjAβA 1-βA • wj rj1-βA。由于非出口部门生产所需资本总量KA=nAKjA，则非出口部门厂商数量nA=KA 1 μjAΦjA βA 1-βA • wj rjβA-1， 非出口部门的非贸易品总产量XA=nAxiA=KA(1- 1 μjA )1-βA βA • rj wj1-βA。此时非出口部门总产值为pAXA=KArj/βA。j国经济由出口部门和非出口部门构成，总收入Yj=pτXτ+pAXA=KArj/βA+β-βττ(1-βτ)βτ-1•rβτjw1-βτjKβττL1-βττ。
考察均衡：贸易品τ的生产与消费均衡时，j国对i国出口额为Xiτ= Yi Yi+φijYj •KβττL1-βττ。说明在完全竞争的出口部门和垄断竞争的非出口部门构成的贸易框架下存在以下事实：出口国收入对出口额的影响被资本和劳动替代，进口国收入与贸易正相关，关税、运保费率、距离、汇率构成的阻力因子φij对贸易产生负效应。在出口国劳动力相对充裕的条件下，出口国出口部门的资本使用量和劳动力使用量也进入模型，并对出口额产生正面影响。从这个角度来说，出口国的出口部门吸收FDI越多，出口额应当越大。
吸收FDI对出口的作用：对生产的考察表明，均衡时 Yj Kτ ＞0， Yj KA ＞0。由此再经过繁琐的推导可以得到 Xiτ Kτ ＞0， Xiτ KA ＜0。这证明了以下事实：出口国吸收FDI的流向或本国增资的流向对出口额的影响举足轻重，出口部门投资的增加能够促进出口额的增长，而非出口部门投资的增加不但不能促进出口，还会对出口部门形成挤出效应，导致出口部门相对萎缩，从而对出口产生负面影响。
如果吸收FDI或者增资的流向不是只进入出口部门或只进入非出口部门，而是同时进入两个部门，此时考察 Xiτ K = Xiτ Kτ ΔKτ+ Xiτ KA ΔKA，可以发现，当(Yi+φijpAXA)βτ ΔKτ Kτ -φijpAXA ΔKA KA ＞0，即满足βτ ΔKτ Kτ ＞ pAXA Yi/φij+pAXA • ΔKA KA 时， Xiτ K ＞0，吸收FDI对出口额的效应为正，否则为负。等式左侧表示出口部门相对增资对出口商品生产的促进效应；右侧表示非出口部门相对增资对出口商品生产的相对影响，推广到多个国家的扩展形式为βjτ ΔKjτ Kjτ ＞ pjAXjA ∑ n i=1 i≠jYi/φij+pjAXjA • ΔKjA KjA 。这一条件说明以下事实：出口国吸收的FDI往往流向多个部门，流向非出口部门会削减出口，流向出口部门则会促进出口。综合来看，如果出口部门相对增资对出口商品生产的促进作用大于非出口部门相对增资对出口商品生产间接形成的挤出效应，那么吸收FDI从总体上表现为与出口正相关，反之则表现为与出口负相关。如果吸收FDI流向均匀，则对出口部门和非出口部门的影响相差不大，对出口额不会产生显著影响。
三、实证模型的构建
本文借鉴以往成果，并根据上文的分析构建的贸易引力实证模型为：
lnEXijt=αi+γj+λt+β1lnYit+β2lnYjt+β3ln(1+tjt)+β4lnDij+β5FDIit(NFDIit)+β6WTO+β7RTAij+uijt (1)
为集中分析吸收FDI对中国出口的促进作用，模型中只选取了最关键的变量。其中EXijt为t时期中国对j国的出口；αi、γj、λt分别为本国（出口国）效应、目的国（进口国）效应和时间效应；Yit、Yjt分别为中国和进口国的国内生产总值；tjt为进口国平均关税水平；Dij为中国到进口国之间的距离；FDIit为中国FDI金额（流入或净流入）；WTO和RTAij为虚拟变量，前者在中国加入世界贸易组织后取为1，后者当中国与进口国之间存在区域贸易协定时取为1；uijt为随机扰动项。变量的显著性尚有待验证，含义、预期符号及理论说明如表1所示：
RTAij 区域贸易协定，为虚拟变量，当中国和进口国存在区域贸易协定时为1，否则为0 + 反映进口国的贸易壁垒程度，存在区域贸易协定时，进口国针对中国的关税水平越低，贸易壁垒对进口造成的阻碍越小，进口额越大
WTO 世界贸易组织，为虚拟变量，当中国为世界贸易组织成员时为1，否则为0 + 反映中国与世界经济的融合程度，当中国为世界贸易组织的成员时，所遇到的贸易壁垒将降低，出口额越大
本文选取2000-2008年中国对全球30个主要进口国的出口数据进行测算，选取范围为2009年世界贸易组织所列全球前34大进口国 根据世界贸易组织统计，2009年全球前34大进口国（地区）依排名次序分别为美国、中国、德国、法国、日本、英国、荷兰、意大利、香港、比利时、加拿大、韩国、西班牙、印度、新加坡、墨西哥、俄罗斯、台湾、澳大利亚、瑞士、波兰、奥地利、土耳其、阿联酋、泰国、巴西、马来西亚、瑞典、捷克、沙特阿拉伯、印度尼西亚、丹麦、匈牙利和南非。，并从中剔除中国自身以及缺乏计算所需数据的沙特阿拉伯、阿联酋和台湾省。双边进出口贸易数据来自位于日内瓦的世界贸易信息服务股份有限公司（GTIS）；国内生产总值、平均关税税率、FDI净流入规模来自世界银行数据库；FDI流入规模来自中国商务部。地理距离采用两国首都之间的距离，通过网站www.indo.com查得 查询与荷兰的距离时选用阿姆斯特丹市，查询与南非的距离时选用开普敦市。。中国于2001年11月加入WTO，故自2002年起变量赋值为1。区域贸易协定来自世界贸易组织对RTA的专门统计，变量作为对关税变量的补充，客观反映中国和协定成员国之间的特定关税关系，以弥补贸易优惠安排下实际关税水平偏离平均关税水平的不足。
四、实证结果及分析
为避免虚假回归，本文将对时间序列数据的平稳性和长期均衡进行检验，此后分别采用混合最小二乘法、固定效应方法和随机效应方法估计面板数据。
1.序列平稳性检验
不平稳的序列将带来“伪回归”的风险，为此，我们将采用莱文-林（LLC）检验方法，对序列进行单位根检验，原假设为存在单位根，即序列不平稳。关税存在缺失数据，属于非平衡数据，无法进行单位根检验，但一般来说关税税率都很少变动，因而较为稳定。此外，除地理距离不因时间而发生变化，WTO和RTA为虚拟变量，其余序列的检验结果如表3所示：
从检验结果可以看出，中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不是一阶平稳序列，中国出口和进口国生产总值通过检验，为平稳序列。
2.协整检验
对非平稳序列进行回归分析会产生“伪回归”问题，但是如果非平稳序列之间存在协整关系，则它们之间也就存在长期均衡，可以避免这一问题。在之前的单位根检验中，虽然中国出口是平稳序列，但由于中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不满足一阶平稳的条件，因此需要进一步对这几个变量进行协整检验，观察他们是否存在长期稳定的关系。采用E-G两步法进行：
第一步：采用最小二乘法分别估计以下两式：
lnEXijt=α+β1lnYit+β2lnFDIit+uijt (2)
lnEXijt=α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit+u ~ ijt (3)
得到残差序列：
u ijt=lnEXijt-α +β 1lnYit+β 2lnFDIit (4)
u ~ ijt=lnEXijt-α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit (5)
第二步：对残差序列u ijt和u ~ ijt进行平稳性检验。如果残差序列具有一阶单整性，则方程协整，估计结果代表长期均衡关系，否则可能为虚假回归。检验结果见表3：
检验结果说明，u ijt一阶平稳，u ~ ijt不能通过平稳性检验，因此可以判定，中国的FDI流入规模和国内生产总值与出口之间存在长期均衡的关系，而FDI净流入与出口之间不存在长期均衡的关系，因此我们选用FDI流入规模进入模型。
3.模型估计
对模型进行混合最小二乘估计，其中中国国内生产总值、FDI以及是否加入WTO三个变量均十分不显著，考虑到我们在推导模型的过程中也发现，FDI与出口国国内生产总值有很高的相关性，经检验，二者之间的相关系数高达0.9720，中国国内生产总值和FDI两个变量若同时进入模型，势必存在序列相关，从而影响模型的解释力。因此，为更好地挖掘中国吸收FDI对出口的促进作用，我们从初始模型中剔除中国国内生产总值变量，保留FDI变量，分别采用混合最小二乘法、固定效应模型以及随机效应模型进行估计得到的结果如表4所示：
地理距离不随时间而变化，无法进入固定效应估计结果。根据有关检验结果，本文采用的面板数据中个体效应比较显著，三种模型的估计结果中，固定效应优于混合最小二乘法，而随机效应逊于固定效应，因此可以判断固定效应的估计结果是最优的，以此作为分析依据，可得以下结果。
4.结果分析
（1）外商直接投资对中国出口具有显著的促进作用。根据本文的估计，中国年度吸收FDI规模每增加1%，将推动出口额增加1.06%，这一效应远远大于其他学者的研究结果，牛浩（2009）、蔡茂森和顾敏芬（2005）以及王俭、李雪松（2005）得到的结果分别为0.75%、0.2%和0.4%。(8)这一点并不难理解，我们选用的数据是2000-2008年的数据，这一段时期正是中国吸收外商直接投资增长最快的时期，也是中国出口增长最快的时期，并且随着中国加入WTO，跨国企业纷纷来华投资制造业领域，建立制造中心，越来越多的产品被集中在中国制造，而后以出口的方式销往世界各地。FDI代表了产品在中国集中制造的程度，出口代表了外销的程度，二者显然相关，而关联度之大、显著程度之高则表明中国吸收FDI进入出口部门的比重很高，出口部门吸收FDI远大于非出口部门吸收FDI，因此进入出口部门的FDI对出口商品生产的促进作用远大于进入非出口部门的FDI对出口商品生产间接形成的“挤出效应”。中国所吸收的FDI通过转化为出口部门的生产力，直接推动了出口发展，进而成为拉动中国经济快速增长的引擎。因此我们可以这样认为，在本文所采用的不包含中国国内生产总值的模型中，FDI成为代表中国对国际市场供给能力的变量，对中国出口规模扩张起着重要的促进作用。
（2）中国国内生产总值对中国出口的推动作用有待商榷，这可能存在两个方面的原因。一方面是中国的国内生产总值和吸收FDI存在显著的相关和替代关系，因此不能同时出现在同一个模型中，否则将引起序列相关的问题，从而影响解释变量的显著性和模型的解释力。这从侧面说明，吸收FDI通过增加中国资本存量，缓解产业发展的资金困难，间接提升中国的工业和技术水平，促进了中国的工业化进程，是中国经济增长一个重要的推动力。另一方面，中国国内生产总值的增长由外需和内需两部分构成，随着中国国内经济结构的调整，如果内需逐渐成为中国经济增长的主导因素，那么国内生产总值与出口的相关关系的显著性也可能降低。
（3）进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素，根据本文估计，进口国国内生产总值每增加1%，对中国出口的需求将增长1.6%。可以看出，进口国国内生产总值一定程度上能够代表进口国对中国出口商品的需求能力，从而对中国出口产生显著的正面影响。并且中国出口额对进口国国内生产总值的弹性，即中国出口的需求弹性要大于1，说明以消费品为主的中国出口商品由于缺乏资源性产品的专属性和稀有性，在国际市场上面临的竞争较为激烈，需求弹性较大，金融危机时中国出口的降幅远大于世界经济的降幅也足以印证这一观点。
（4）进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离对中国出口形成显著的阻碍效应。根据本文估计，进口国关税水平每提高1%，中国出口额将减少1.17%，而地理距离每增加1%，中国出口将下降1.11%。这与我们的预期完全相符。进口国关税水平越高，中国商品进入该国市场的难度越大，同样商品的市场价格也会越高，竞争力越低。而由于美国作为中国主要出口市场的存在，令不少人忽视了地理距离对于中国出口的阻碍作用，根据估计结果来看，重视与周边国家的经贸关系的确非常重要。
（5）中国加入世贸组织以及与其他国家建立优惠贸易协定能够显著推动出口增长，但其显著程度却比其他变量有所降低，二者分别在10%和5%的水平上显著，在其他条件相同的前提下，中国加入世贸组织将使出口多增6.5%，而成立自由贸易区等优惠贸易安排则可以促进出口多增14.9%。至于没有体现出高度的显著性，可能由以下三个原因造成：一是与中国已建立区域贸易协定的国家许多是小国，不包含在本文的样本数据中；二是不少区域贸易协定是近年来才建立的，其效应还需长期观察，不大可能马上反映在贸易数据中；三是中国出口商品多为中低端消费品，有时在一定程度上具备必需品的特征，无论是否订立区域贸易协定，进口国的需求量都非常大。
五、结论与建议
本文以垄断竞争模型和H-O模型为基础理论框架，将实证中常用的吸收外商直接投资变量从理论上纳入贸易引力模型，并对该模型运用面板数据处理方法，就外商直接投资对中国出口的促进作用进行实证分析。结果表明，外商直接投资对中国出口具有显著的促进作用，跨国公司更多地将中国作为集中制造和再次分销的基地，中国吸收外资进入出口部门的比重较高，外资投入制造业领域并将产品在全球分销成为中国利用外资的主要模式，相对来说，进入非出口部门的外资较少。
鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性，中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资，不过，在此过程中也应适当拓宽新思路，对有关政策进行调整。
（1）改革开放以来，大量吸收外商直接投资已经将我国打造成为全球的制造基地，但是，中国吸收外资主要还是围绕出口展开，进入21世纪以来，跨国公司在中国制造后再分销海外的模式并没有发生根本变化，中国经济发展对外资的依赖程度还十分显著，关键零部件和中间产品的进口并未递减，这表明我们对于核心技术和关键装备的引进和吸收状况堪忧，今后应当在引进外资的同时，进一步提升引进质量和水平，不能再仅仅满足于制造业订单的承接，而要加强核心技术和知识产权的引进、消化、吸收，培育具有自主研发能力和自我升级功能的制造业体系。
（2）当前和过去一个时期，中国吸收外商直接投资主要集中在出口部门，非出口部门相对较少。近年来中国制造业产能急剧膨胀，过剩苗头初显，若不作政策调整，继续向出口部门重复引入投向低端制造业的外资，不但不能继续促进出口和经济的增长，还有可能对国内相关产业形成挤出效应，影响内资企业的发展。同时，中国在教育、医疗卫生、交通等外溢程度较高的公共产业引进外资极少，而这些领域正是目前急需资金支持的领域。鉴于外资对中国出口和经济发展影响明显，应当继续保持外资政策的稳定性和连续性，同时积极引导外资从重复的制造业产能投入逐渐转向其他资金缺乏的产业，不断优化外资结构，并使外资真正为我所用。
〔参考文献〕
〔1〕 骆许蓓.论双边贸易研究中重力模型的距离因素〔J〕.世界经济文汇,2003,（2）:45-60.
〔2〕牛浩.新形势下中国双边贸易流量的实证研究——基于引力模型的讨论〔J〕.技术与市场,2009,(1):55-56.
〔3〕蒲华林.产品内国际分工与贸易的决定因素：基于中国零部件贸易数据的实证分析〔J〕.国际贸易问题,2010,（5）:3-11.
〔4〕蔡茂森,顾敏芬.FDI对我国出口贸易贡献的实证分析〔J〕.商业研究,2005,（18）:124-126.
〔5〕张红霞,李平,王金田.FDI流入与东道国出口贸易关系探讨〔J〕.亚太经济,2005,（2）:74-77.
〔6〕陈波.FDI与中国对外贸易的实证分析〔J〕.财经论丛,2006,（1）:73-77.
〔7〕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,(1):1-5.
〔8〕牛浩.新形势下中国双边贸易流量的实证研究——基于引力模型的讨论〔J〕.技术与市场,2009,(1):55-56；蔡茂森,顾敏芬.FDI对我国出口贸易贡献的实证分析〔J〕.商业研究,2005,（18）:124-126；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,(1):1-5.
（责任编辑：张 琦）
侯 艺，北京大学经济学院博士研究生，北京 100871。
〔摘要〕2000-2008年是中国吸收外商直接投资增长最快的时期，外商直接投资对中国出口呈现显著的促进作用，中国加入世贸组织以及与其他国家间建立优惠贸易协定也显著推动了出口增长，尽管其显著程度较其他变量有所降低，但中国国内生产总值对出口的推动作用有待商榷，而进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素，进口国国内生产总值每增加1%，对中国出口的需求将增长1.6%，进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离则对中国出口形成显著的阻碍效应，进口国关税水平每提高1%，中国出口额将减少1.17%，地理距离每增加1%，中国出口将下降1.11%。中国吸收外资进入出口部门的比重较高，外资投入制造业领域并将产品在全球分销是中国利用外资的主要模式。鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性，中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资，但要拓宽新思路，并对有关政策进行调整。
〔关键词〕引力模型；外商直接投资；中国出口；制造业；全球分销
〔中图分类号〕 F746.12〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769（2011）06－0001－06
一、引言
相当多的研究文献从数量角度证实了吸收外商直接投资（简称FDI）对中国出口的促进作用，这些研究在传统的对数数量模型中，将FDI作为影响中国贸易的重要因素纳入解释变量组，得出了一些有意义的结论。有学者采用贸易引力模型进行研究，例如骆许蓓（2003）在用引力模型研究距离对中国出口的影响时，加入了FDI变量，但估计结果表明其影响并不显著。(1)牛浩（2009）在引力模型中引入FDI变量，估计结果表明FDI对中国的双边贸易正相关，相关系数高达0.75。(2)蒲华林（2010）对行业贸易的研究表明FDI 对于中国的零部件贸易意义重大，证明出口导向型贸易战略对于产品的国际分工具有极大的促进作用。(3)在采用其他模型的研究中，蔡茂森、顾敏芬（2005）的研究表明FDI存量每增加1%，将促进我国出口增长0.2%。(4)张红霞等（2005）通过协整检验和因果检验发现， FDI流量与出口之间存在长期均衡的协整关系，而且吸收外资的波动和出口波动具有因果关系。(5)陈波（2006）对中国1982-2003年的数据分析后指出，FDI与中国出口之间具有一定的正相关关系，但对中国出口的促进作用并不是非常显著，原因在于跨国公司的生产对国内生产和出口产生了挤出效应。(6)王俭、李雪松（2005）的面板数据分析表明，单个国家对中国的投资和中国对其出口的关系并不显著且自相关严重，而包含多个国家的面板数据分析则表明外商直接投资（流量或存量）显著地促进了出口增长，FDI每增长1%，出口将增长0.4%。(7)
较为遗憾的是，尽管许多实证研究将FDI作为研究中国出口的重要解释变量纳入模型，却并没有为此建立适当的理论基础，因而削弱了模型的解释力和说服力。本文以考虑垄断竞争的贸易引力模型理论为基础框架，为FDI与出口的关系建立理论基础，并利用中国FDI和出口的面板数据进行实证检验和分析。
二、理论模型的构建
本文在垄断竞争和H-O贸易理论框架下推导包含FDI变量的引力模型。在由i、j两国构成的框架内，设j国经济由出口部门和非出口部门组成，出口部门nτ个厂商构成完全竞争市场，贸易品τ既对i国出口，也供应本国消费，由H-O贸易理论解释；非出口部门nA个厂商构成垄断竞争市场，非贸易品A只供应j国国内消费；i国自身不生产商品τ，消费完全依靠从j国进口。
考察消费：假设在收入约束Yi=nτpiτxiτ+nApiAxiA下，两国消费者具有完全相同的效用函数Ui=nτ(xiτ)(στ-1)/στ στ/(στ-1) α nA(xiA)(σA-1)/σA σA/(σA-1) 1-α。其中xiτ和xiA分别为i国消费者对出口产品τ和非出口产品A的消费量，α为两类产品之间的替代弹性，στ为出口部门各厂商产品之间的替代弹性，σA为非出口部门各厂商产品之间的替代弹性。进一步假设同一产品实际价格相同，即piτ=φijpτ，piA=φifpA，其中φij =( 1+tij )( 1+d•Dij )• eij 为表征i国自j国进口的贸易阻力因子，包含汇率eji、关税tji、距离Dji、运保费率d等对贸易形成阻碍的因素。 则i、j两国对贸易品τ的总消费量为Xτ=α •(Yi φij+Yj)/nτpτ，其中j国对i国出口量为Xiτ= Yi Yi+φijYj Xτ。
考察生产：假设同一行业的厂商具有完全相同的生产函数。j国出口部门生产贸易品τ的厂商以资本k和劳动l为生产要素，生产函数为xjτ=kβτjτl1-βτjτ。在完全竞争和充分生产的前提下，设每个厂商产量为单位产量1，利润最大化即均衡时出口部门的贸易品总产量为nτ=Xτ=KβττL1-βττ，其中Kτ和Lτ为生产贸易品τ所需的资本和劳动总量。此时出口部门总产值为pτXτ=β-βττ(1-βτ)βτ-1•rβτjw1-βτjKβττL1-βττ。
j国非出口部门生产非贸易品A的厂商仍以资本k和劳动l为生产要素，存在固定成本ΦjA，生产函数为xjA=kβAjAl1-βAjA-ΦjA由于非出口部门为垄断竞争市场，则边际收益MR=pA(1- 1 μjA )，其中μjA＞1为j国对非贸易品A产品的价格需求弹性。同样根据TR=TC和MR=MC，求得均衡时非贸易品A的价格pjA=μjA μjA-1•β-βAA(1-βA)βA-1•rβAjw1-βAj，每个厂商产量xjA=(μjA-1)ΦjA，每个厂商生产所需资本量KjA=μjAΦjAβA 1-βA • wj rj1-βA。由于非出口部门生产所需资本总量KA=nAKjA，则非出口部门厂商数量nA=KA 1 μjAΦjA βA 1-βA • wj rjβA-1， 非出口部门的非贸易品总产量XA=nAxiA=KA(1- 1 μjA )1-βA βA • rj wj1-βA。此时非出口部门总产值为pAXA=KArj/βA。j国经济由出口部门和非出口部门构成，总收入Yj=pτXτ+pAXA=KArj/βA+β-βττ(1-βτ)βτ-1•rβτjw1-βτjKβττL1-βττ。
考察均衡：贸易品τ的生产与消费均衡时，j国对i国出口额为Xiτ= Yi Yi+φijYj •KβττL1-βττ。说明在完全竞争的出口部门和垄断竞争的非出口部门构成的贸易框架下存在以下事实：出口国收入对出口额的影响被资本和劳动替代，进口国收入与贸易正相关，关税、运保费率、距离、汇率构成的阻力因子φij对贸易产生负效应。在出口国劳动力相对充裕的条件下，出口国出口部门的资本使用量和劳动力使用量也进入模型，并对出口额产生正面影响。从这个角度来说，出口国的出口部门吸收FDI越多，出口额应当越大。
吸收FDI对出口的作用：对生产的考察表明，均衡时 Yj Kτ ＞0， Yj KA ＞0。由此再经过繁琐的推导可以得到 Xiτ Kτ ＞0， Xiτ KA ＜0。这证明了以下事实：出口国吸收FDI的流向或本国增资的流向对出口额的影响举足轻重，出口部门投资的增加能够促进出口额的增长，而非出口部门投资的增加不但不能促进出口，还会对出口部门形成挤出效应，导致出口部门相对萎缩，从而对出口产生负面影响。
如果吸收FDI或者增资的流向不是只进入出口部门或只进入非出口部门，而是同时进入两个部门，此时考察 Xiτ K = Xiτ Kτ ΔKτ+ Xiτ KA ΔKA，可以发现，当(Yi+φijpAXA)βτ ΔKτ Kτ -φijpAXA ΔKA KA ＞0，即满足βτ ΔKτ Kτ ＞ pAXA Yi/φij+pAXA • ΔKA KA 时， Xiτ K ＞0，吸收FDI对出口额的效应为正，否则为负。等式左侧表示出口部门相对增资对出口商品生产的促进效应；右侧表示非出口部门相对增资对出口商品生产的相对影响，推广到多个国家的扩展形式为βjτ ΔKjτ Kjτ ＞ pjAXjA ∑ n i=1 i≠jYi/φij+pjAXjA • ΔKjA KjA 。这一条件说明以下事实：出口国吸收的FDI往往流向多个部门，流向非出口部门会削减出口，流向出口部门则会促进出口。综合来看，如果出口部门相对增资对出口商品生产的促进作用大于非出口部门相对增资对出口商品生产间接形成的挤出效应，那么吸收FDI从总体上表现为与出口正相关，反之则表现为与出口负相关。如果吸收FDI流向均匀，则对出口部门和非出口部门的影响相差不大，对出口额不会产生显著影响。
三、实证模型的构建
本文借鉴以往成果，并根据上文的分析构建的贸易引力实证模型为：
lnEXijt=αi+γj+λt+β1lnYit+β2lnYjt+β3ln(1+tjt)+β4lnDij+β5FDIit(NFDIit)+β6WTO+β7RTAij+uijt (1)
为集中分析吸收FDI对中国出口的促进作用，模型中只选取了最关键的变量。其中EXijt为t时期中国对j国的出口；αi、γj、λt分别为本国（出口国）效应、目的国（进口国）效应和时间效应；Yit、Yjt分别为中国和进口国的国内生产总值；tjt为进口国平均关税水平；Dij为中国到进口国之间的距离；FDIit为中国FDI金额（流入或净流入）；WTO和RTAij为虚拟变量，前者在中国加入世界贸易组织后取为1，后者当中国与进口国之间存在区域贸易协定时取为1；uijt为随机扰动项。变量的显著性尚有待验证，含义、预期符号及理论说明如表1所示：
RTAij 区域贸易协定，为虚拟变量，当中国和进口国存在区域贸易协定时为1，否则为0 + 反映进口国的贸易壁垒程度，存在区域贸易协定时，进口国针对中国的关税水平越低，贸易壁垒对进口造成的阻碍越小，进口额越大
WTO 世界贸易组织，为虚拟变量，当中国为世界贸易组织成员时为1，否则为0 + 反映中国与世界经济的融合程度，当中国为世界贸易组织的成员时，所遇到的贸易壁垒将降低，出口额越大
本文选取2000-2008年中国对全球30个主要进口国的出口数据进行测算，选取范围为2009年世界贸易组织所列全球前34大进口国 根据世界贸易组织统计，2009年全球前34大进口国（地区）依排名次序分别为美国、中国、德国、法国、日本、英国、荷兰、意大利、香港、比利时、加拿大、韩国、西班牙、印度、新加坡、墨西哥、俄罗斯、台湾、澳大利亚、瑞士、波兰、奥地利、土耳其、阿联酋、泰国、巴西、马来西亚、瑞典、捷克、沙特阿拉伯、印度尼西亚、丹麦、匈牙利和南非。，并从中剔除中国自身以及缺乏计算所需数据的沙特阿拉伯、阿联酋和台湾省。双边进出口贸易数据来自位于日内瓦的世界贸易信息服务股份有限公司（GTIS）；国内生产总值、平均关税税率、FDI净流入规模来自世界银行数据库；FDI流入规模来自中国商务部。地理距离采用两国首都之间的距离，通过网站www.indo.com查得 查询与荷兰的距离时选用阿姆斯特丹市，查询与南非的距离时选用开普敦市。。中国于2001年11月加入WTO，故自2002年起变量赋值为1。区域贸易协定来自世界贸易组织对RTA的专门统计，变量作为对关税变量的补充，客观反映中国和协定成员国之间的特定关税关系，以弥补贸易优惠安排下实际关税水平偏离平均关税水平的不足。
四、实证结果及分析
为避免虚假回归，本文将对时间序列数据的平稳性和长期均衡进行检验，此后分别采用混合最小二乘法、固定效应方法和随机效应方法估计面板数据。
1.序列平稳性检验
不平稳的序列将带来“伪回归”的风险，为此，我们将采用莱文-林（LLC）检验方法，对序列进行单位根检验，原假设为存在单位根，即序列不平稳。关税存在缺失数据，属于非平衡数据，无法进行单位根检验，但一般来说关税税率都很少变动，因而较为稳定。此外，除地理距离不因时间而发生变化，WTO和RTA为虚拟变量，其余序列的检验结果如表3所示：
从检验结果可以看出，中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不是一阶平稳序列，中国出口和进口国生产总值通过检验，为平稳序列。
2.协整检验
对非平稳序列进行回归分析会产生“伪回归”问题，但是如果非平稳序列之间存在协整关系，则它们之间也就存在长期均衡，可以避免这一问题。在之前的单位根检验中，虽然中国出口是平稳序列，但由于中国的国内生产总值、FDI流入以及FDI净流入均不满足一阶平稳的条件，因此需要进一步对这几个变量进行协整检验，观察他们是否存在长期稳定的关系。采用E-G两步法进行：
第一步：采用最小二乘法分别估计以下两式：
lnEXijt=α+β1lnYit+β2lnFDIit+uijt (2)
lnEXijt=α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit+u ~ ijt (3)
得到残差序列：
u ijt=lnEXijt-α +β 1lnYit+β 2lnFDIit (4)
u ~ ijt=lnEXijt-α ~ +β ~ 1lnYit+β ~ 2lnNFDIit (5)
第二步：对残差序列u ijt和u ~ ijt进行平稳性检验。如果残差序列具有一阶单整性，则方程协整，估计结果代表长期均衡关系，否则可能为虚假回归。检验结果见表3：
检验结果说明，u ijt一阶平稳，u ~ ijt不能通过平稳性检验，因此可以判定，中国的FDI流入规模和国内生产总值与出口之间存在长期均衡的关系，而FDI净流入与出口之间不存在长期均衡的关系，因此我们选用FDI流入规模进入模型。
3.模型估计
对模型进行混合最小二乘估计，其中中国国内生产总值、FDI以及是否加入WTO三个变量均十分不显著，考虑到我们在推导模型的过程中也发现，FDI与出口国国内生产总值有很高的相关性，经检验，二者之间的相关系数高达0.9720，中国国内生产总值和FDI两个变量若同时进入模型，势必存在序列相关，从而影响模型的解释力。因此，为更好地挖掘中国吸收FDI对出口的促进作用，我们从初始模型中剔除中国国内生产总值变量，保留FDI变量，分别采用混合最小二乘法、固定效应模型以及随机效应模型进行估计得到的结果如表4所示：
地理距离不随时间而变化，无法进入固定效应估计结果。根据有关检验结果，本文采用的面板数据中个体效应比较显著，三种模型的估计结果中，固定效应优于混合最小二乘法，而随机效应逊于固定效应，因此可以判断固定效应的估计结果是最优的，以此作为分析依据，可得以下结果。
4.结果分析
（1）外商直接投资对中国出口具有显著的促进作用。根据本文的估计，中国年度吸收FDI规模每增加1%，将推动出口额增加1.06%，这一效应远远大于其他学者的研究结果，牛浩（2009）、蔡茂森和顾敏芬（2005）以及王俭、李雪松（2005）得到的结果分别为0.75%、0.2%和0.4%。(8)这一点并不难理解，我们选用的数据是2000-2008年的数据，这一段时期正是中国吸收外商直接投资增长最快的时期，也是中国出口增长最快的时期，并且随着中国加入WTO，跨国企业纷纷来华投资制造业领域，建立制造中心，越来越多的产品被集中在中国制造，而后以出口的方式销往世界各地。FDI代表了产品在中国集中制造的程度，出口代表了外销的程度，二者显然相关，而关联度之大、显著程度之高则表明中国吸收FDI进入出口部门的比重很高，出口部门吸收FDI远大于非出口部门吸收FDI，因此进入出口部门的FDI对出口商品生产的促进作用远大于进入非出口部门的FDI对出口商品生产间接形成的“挤出效应”。中国所吸收的FDI通过转化为出口部门的生产力，直接推动了出口发展，进而成为拉动中国经济快速增长的引擎。因此我们可以这样认为，在本文所采用的不包含中国国内生产总值的模型中，FDI成为代表中国对国际市场供给能力的变量，对中国出口规模扩张起着重要的促进作用。
（2）中国国内生产总值对中国出口的推动作用有待商榷，这可能存在两个方面的原因。一方面是中国的国内生产总值和吸收FDI存在显著的相关和替代关系，因此不能同时出现在同一个模型中，否则将引起序列相关的问题，从而影响解释变量的显著性和模型的解释力。这从侧面说明，吸收FDI通过增加中国资本存量，缓解产业发展的资金困难，间接提升中国的工业和技术水平，促进了中国的工业化进程，是中国经济增长一个重要的推动力。另一方面，中国国内生产总值的增长由外需和内需两部分构成，随着中国国内经济结构的调整，如果内需逐渐成为中国经济增长的主导因素，那么国内生产总值与出口的相关关系的显著性也可能降低。
（3）进口国国内生产总值所代表的外需是对中国出口最为关键的影响因素，根据本文估计，进口国国内生产总值每增加1%，对中国出口的需求将增长1.6%。可以看出，进口国国内生产总值一定程度上能够代表进口国对中国出口商品的需求能力，从而对中国出口产生显著的正面影响。并且中国出口额对进口国国内生产总值的弹性，即中国出口的需求弹性要大于1，说明以消费品为主的中国出口商品由于缺乏资源性产品的专属性和稀有性，在国际市场上面临的竞争较为激烈，需求弹性较大，金融危机时中国出口的降幅远大于世界经济的降幅也足以印证这一观点。
（4）进口国关税水平以及进口国与中国之间的地理距离对中国出口形成显著的阻碍效应。根据本文估计，进口国关税水平每提高1%，中国出口额将减少1.17%，而地理距离每增加1%，中国出口将下降1.11%。这与我们的预期完全相符。进口国关税水平越高，中国商品进入该国市场的难度越大，同样商品的市场价格也会越高，竞争力越低。而由于美国作为中国主要出口市场的存在，令不少人忽视了地理距离对于中国出口的阻碍作用，根据估计结果来看，重视与周边国家的经贸关系的确非常重要。
（5）中国加入世贸组织以及与其他国家建立优惠贸易协定能够显著推动出口增长，但其显著程度却比其他变量有所降低，二者分别在10%和5%的水平上显著，在其他条件相同的前提下，中国加入世贸组织将使出口多增6.5%，而成立自由贸易区等优惠贸易安排则可以促进出口多增14.9%。至于没有体现出高度的显著性，可能由以下三个原因造成：一是与中国已建立区域贸易协定的国家许多是小国，不包含在本文的样本数据中；二是不少区域贸易协定是近年来才建立的，其效应还需长期观察，不大可能马上反映在贸易数据中；三是中国出口商品多为中低端消费品，有时在一定程度上具备必需品的特征，无论是否订立区域贸易协定，进口国的需求量都非常大。
五、结论与建议
本文以垄断竞争模型和H-O模型为基础理论框架，将实证中常用的吸收外商直接投资变量从理论上纳入贸易引力模型，并对该模型运用面板数据处理方法，就外商直接投资对中国出口的促进作用进行实证分析。结果表明，外商直接投资对中国出口具有显著的促进作用，跨国公司更多地将中国作为集中制造和再次分销的基地，中国吸收外资进入出口部门的比重较高，外资投入制造业领域并将产品在全球分销成为中国利用外资的主要模式，相对来说，进入非出口部门的外资较少。
鉴于吸收外商直接投资对出口和整体经济的重要性，中国今后仍应当继续吸收和利用外商直接投资，不过，在此过程中也应适当拓宽新思路，对有关政策进行调整。
（1）改革开放以来，大量吸收外商直接投资已经将我国打造成为全球的制造基地，但是，中国吸收外资主要还是围绕出口展开，进入21世纪以来，跨国公司在中国制造后再分销海外的模式并没有发生根本变化，中国经济发展对外资的依赖程度还十分显著，关键零部件和中间产品的进口并未递减，这表明我们对于核心技术和关键装备的引进和吸收状况堪忧，今后应当在引进外资的同时，进一步提升引进质量和水平，不能再仅仅满足于制造业订单的承接，而要加强核心技术和知识产权的引进、消化、吸收，培育具有自主研发能力和自我升级功能的制造业体系。
（2）当前和过去一个时期，中国吸收外商直接投资主要集中在出口部门，非出口部门相对较少。近年来中国制造业产能急剧膨胀，过剩苗头初显，若不作政策调整，继续向出口部门重复引入投向低端制造业的外资，不但不能继续促进出口和经济的增长，还有可能对国内相关产业形成挤出效应，影响内资企业的发展。同时，中国在教育、医疗卫生、交通等外溢程度较高的公共产业引进外资极少，而这些领域正是目前急需资金支持的领域。鉴于外资对中国出口和经济发展影响明显，应当继续保持外资政策的稳定性和连续性，同时积极引导外资从重复的制造业产能投入逐渐转向其他资金缺乏的产业，不断优化外资结构，并使外资真正为我所用。
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〔2〕牛浩.新形势下中国双边贸易流量的实证研究——基于引力模型的讨论〔J〕.技术与市场,2009,(1):55-56.
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〔4〕蔡茂森,顾敏芬.FDI对我国出口贸易贡献的实证分析〔J〕.商业研究,2005,（18）:124-126.
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〔8〕牛浩.新形势下中国双边贸易流量的实证研究——基于引力模型的讨论〔J〕.技术与市场,2009,(1):55-56；蔡茂森,顾敏芬.FDI对我国出口贸易贡献的实证分析〔J〕.商业研究,2005,（18）:124-126；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,(1):1-5.
（责任编辑：张 琦）