外商直接投资对我国经常账户贸易项目的影响.docx
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外商直接投资对我国经常账户贸易项目的影响
外商直接投资对我国经常账户贸易项目的影响
2013-05-10
内容摘要：
本报告从外资企业自身贸易、外商直接投资（FDI）对内资企业贸易的溢出作用以及FDI的服务贸易效应三个方面，综合评价了FDI对我国经常账户贸易项目的影响。
并采用两阶段SYS-GMM方法对FDI对内资企业的贸易效应做了实证分析，测度了内资企业进口和出口对FDI的弹性系数。
结果表明，我国贸易顺差越来越表现为外资企业的贸易顺差，而外资企业贸易总额占全国的贸易份额呈现下降的趋势。
此外，FDI对内资企业的贸易顺差有正面的影响，且进口替代作用高于对出口的促进作用。
从分析结果看，中国服务业在生产性活动中目前难以发挥较好的服务支持功能；本地消费对内资企业进口有显著的作用；开放度对内资企业进口有明显的促进作用。
关键词：
外商直接投资，贸易效应，内资企业，外资企业
一、外商投资企业货物贸易发展现状分析
（一）FDI贸易顺差占全国比重不断增加，总额份额有所降低
2011年，国有企业、外商投资企业、其他企业进出口额分别占我国贸易总额的21%、51%和28%。
可见，外商投资企业构成了我国贸易的主体。
1986～2011年，我国FDI企业累计进出口额达12.2万亿美元，占全国进出口贸易累计总额（23.2万亿美元）的53%。
其中，外商投资企业出口累计6.5万亿美元，占全国出口贸易比重的近1/2。
2005年之前，FDI企业出口增速一直高于全国水平，2006年以后形势发生转变，FDI出口增速开始低于全国水平。
但是，由于FDI进口远低于全国进口增长速度，因此，在顺差水平上，FDI企业顺差的全国占比仍不断提高。
图1对FDI净出口全国份额和FDI贸易总额全国份额情况进行了对比。
1997年之前，外资企业贸易余额一直为负值。
这主要是因为外商投资企业在初期会从国外进口大量的机器、设备和零部件等产品，导致进口的快速增长，此期间FDI对我国的贸易顺差构成了抑制。
1998年之后，外资企业贸易顺差迅速扩大，在全国贸易顺差的比重从1998年的9.8%上升至2005年的55.6%，随后一直维持一半以上的份额。
2008年开始该比值增长迅速，骤升到2011年的84.1%。
可见，我国目前的顺差越来越依赖外资企业支撑。
FDI企业进口增长低于全国总进口增长速度。
1997年开始，全国进口增长迅速，截至2011年年均增速达到16.2%（如果不考虑2009年金融危机爆发后进口的降低，增速将达到20%以上），而FDI企业进口的年均增速为11.5%。
同时，我国总进口的年均增长速度也高于总出口的年均增速，贸易项目的收支平衡很可能在不远的将来发生。
与此相反，FDI进出口贸易总额国家占比表现出了不同的走势。
2005年，外商投资企业进出口贸易占我国贸易总额的58%；2008年FDI进出口贸易份额下降到55.1%；2011年，进一步下降到51%，与2005年相比下降了7个百分点。
这说明，外资对我国贸易总额的影响在弱化，这在很大程度上和FDI投向我国力度减弱以及FDI结构向服务业的倾斜有关。
图1 FDI净出口和进出口贸易总额占比
资料来源：
《中国统计年鉴》（1986～2011）。
（二）外商投资企业加工贸易顺差增速放缓，一般贸易表现不足
一直以来，外商投资企业进出口贸易中以加工贸易为主，一般贸易为辅。
如图2所示，近年来，外商投资企业在加工贸易中扮演着越来越重要的角色。
从外商直接投资企业与我国的加工贸易数据来考察，2005～2011年，外商投资企业加工贸易顺差全国占比和加工贸易总额全国占比均达到了80%以上。
相对而言，尽管FDI一般贸易总额的份额从1997年的16%增长到了2011年的31%，但国家占比平均来看不足1/3，对我国贸易总额的影响较小。
另外，FDI加工贸易表现为不断扩大的顺差。
一般贸易也由逆差向顺差转变，但前者顺差扩大的速度有所放缓，后者转变为顺差的趋势被金融危机阶段性中断。
FDI一般贸易余额更多的体现为负值。
1997～2011年间，只有6年表现为顺差。
图中纵坐标分布在100%以上的点，都是国家一般贸易表现为逆差的点，因此，对应的FDI一般贸易余额国家占比为正，且大于1，意味着外商投资企业构成了我国一般贸易逆差的主体。
外商投资企业的贸易方式表现出了与全国贸易方式相似的变化趋势，即在FDI总贸易中，加工贸易份额下降。
从1997年的73%降低到2011年的58%；一般贸易份额在上升，从1997年的12%上升到2011年的32%。
由此可见，尽管FDI提供了大量的加工贸易顺差，但总体来看，外商投资企业贸易顺差的增速是呈现下降趋势的。
FDI加工贸易顺差增速和FDI总贸易顺差增速，分别从2005年的40%和304%下调至16%和5%。
前者增速放缓了近60%，后者近100%，即FDI总贸易顺差的增长在近三年基本停滞。
图2aFDI一般贸易净出口、总出口全国占比 图2bFDI加工贸易净出口、总出口全国占比
资料来源：
《中国统计年鉴》（1986～2011）。
二、FDI对我国内资企业进出口贸易影响的实证分析
（一）模型设定
企业出口的竞争优势会受到资本、劳动力等要素禀赋的影响。
同时，地理环境也会对出口行为构成制约，从新经济地理学的角度，区位因素有助于解释出口商地理位置的选择。
基于计量模型准确性的考虑，有必要控制住这些变量，以减少单方程误设的概率（Aitken&Harrison，1999）。
在控制变量的设定中，本报告还分别在进口和出口模型的控制变量中纳入了产业结构和开放度，因为，分布在二、三产业的进出口规模存在较大差异性。
我国制造业出口主要集中在加工贸易，投资于制造业或高新技术产业的FDI会伴随大量技术和设备的进口，进而拉动进口增长的同时也会带动出口贸易。
相对而言，投资于基础设施和服务业的FDI进口和出口水平都相对较低。
综上所述，为了探讨FDI对内资企业出口的作用，构建动态面板数据计量模型：
DEXjt＝α＋γ1DEXjt-1＋∑βiXi，jt＋γ2FDIjt＋γ3DKjt＋γ4DLjt＋λj＋ζt＋εjt1）
其中，下标j和t分别代表省份和时间；FDI代表外商直接投资；DK代表内资（存量）；DL代表内资企业从业人员；X代表控制变量，包括产业结构、对外开放度和工资水平。
另外，用各省市（地区）的个体固定影响λj来捕捉不可观察的地区效应，用ζt控制不随个体变化的时间固定效应。
从外资对进口影响的角度来考察，进口需求来源于投资需求和消费需求。
因此，应该将表征投资需求和消费需求的指标作为解释变量纳入模型。
投资需求用固定资产投资来替代。
我国固定资产的地区分布非常不均衡，呈现明显的东中西梯度分布，导致了各地区进口规模的差异。
消费需求用总消费支出来替代。
一方面消费需求的扩大会直接增加对进口品的购买；另一方面，消费需求的扩大，可以推动内外资企业加大生产力度，生产更多满足本地需要的消费品，进而增加对进口设备和原材料等的购买。
此外，产业结构和开放度也会对进口的规模发生作用，因此，对二者进行控制以增强模型的解释力。
综上所述，为了探讨FDI对内资企业进口的作用，构建动态面板数据计量模型：
DIMjt＝α＋γ1DIMjt-1＋∑βiXi，jt＋γ2ACjt＋γ3DAKjt＋γ4FDIjt＋λj＋ζt＋εjt
（2）
其中，AC代表地区的最终消费支出；DAK代表内资企业的资产总额，包括固定资产投资和流动资产投资；X代表控制变量，包括产业结构和对外开放度。
同样，λj用来捕捉不可观察的地区效应，ζt用来控制不随个体变化的时间固定效应。
（二）数据来源与描述性统计
采用中国省际1998～2010年宏观面板数据。
考虑到重庆成为直辖市前后宏观政策和体制发生了频繁的变化，所以，将重庆和四川的数据一并剔除。
由于西藏数据个别年份和变量数据缺乏，所以也加以剔除。
因此，样本包含了除重庆、四川和西藏以外中国内地的28个省份（地区）。
内资企业出口额DEX用j省市总出口减去外资企业出口倒推得到。
各省市内资DK采用各地区规模以上工业企业固定资产净值，扣除港澳台商投资企业和外商投资企业固定资产净值来代表。
外商直接投资FDI采用外商直接投资实际利用外资金额数据来表示，并根据汇率换算为人民币价值。
就业人数DL用各省市（地区）年末就业人数，减去外商投资单位和港澳台商投资单位的就业人数来代替。
工资WAGE用在岗职工年均工资水平表示。
工资对企业出口的作用比较复杂，在其他条件都相同的条件下，低生产成本有利于企业的出口。
但是产品层次和产业特性会对劳动力成本在出口竞争力中的作用产生影响。
（RuaneandSutherland，2005；Huangetal.，2005）。
对外开放度OPEN用各省市（地区）贸易总额（人民币表示）占GDP的比重表示。
产业结构（SER）用服务业的GDP占比来表示。
内资企业的资产总额DAK采用各地区规模以上工业企业资产总额，扣除港澳台商投资企业和外商投资企业资产总额来代表。
以上数据均根据《中国统计年鉴》整理而得，并根据价格指数调整为1998年基期价格。
（三）回归结果分析
1.FDI对内资企业出口贸易影响的回归结果分析。
FDI对内资企业出口贸易影响的回归结果见附录表1。
服务业发展水平对出口贸易的影响与理论预期存在差异。
对内资企业而言，服务业比重提高1个百分点，出口会降低0.95个百分点。
服务业的发展对出口具有显著的抑制作用。
理论上，服务业发展水平高的地区有利于工业聚集，进而会对出口产生良性作用。
但回归结果与理论预期相反，这可能是因为，产业结构的调整意味着国内外资金从制造业向服务业的转移。
而就我国国情看来，工业的发展水平和国际竞争力显然优于服务业，工业的出口导向也远高于服务业，因此，得到了服务业抑制出口的回归结果。
此外，这也暗示出我国服务业发展层次较低，无法在生产性活动中发挥较好的服务功能。
工资对出口表现为抑制作用。
对内资企业而言，工资增长1%，出口会下降0.29%。
而劳动力数量对出口有显著的促进作用，劳动力人数增加1%，内资企业出口上升0.015%。
可见，我国出口主要集中在劳动密集型产业，长期以来以低劳动成本作为国际比较优势。
但是，我国加工贸易附加值较低，伴随劳动力成本优势的丧失，国际竞争力也在降低。
美国哥伦比亚大学魏尚进教授和美国国际贸易委员会几位研究者的联合分析发现，我国加工贸易的国内附加值比率只有20%，远低于一般贸易90%的国内附加值[①数据源自田丰：
“中国外贸城市走向何方？
”，《中国海关》，2012（8）：
44-45.]。
以在中国装配的iPod为例，进口值是200美元，对美的出口值是209美元，国内的附加值只有9美元，占产成品价格5%不到。
考察国内资本和国外资本对内资企业出口的作用。
国内资本存量和国外资本存量，对我国当地出口都有显著的正面影响。
我国内资规模扩大1个百分点，内资企业出口增加0.31%；外资规模扩大1个百分点，带动出口增长0.032%。
这说明，外商投资企业的发展为中国内资企业提供了更多的出口机会。
正面意义高于负面影响，在一定程度上提高了内资企业的出口竞争力。
2.FDI对内资企业进口贸易影响的回归结果分析。
FDI对内资企业进口贸易影响的回归结果见附录表2。
外资（FDI）对内资企业的进口贸易表现为负面影响。
国外投资增长1个百分点，进口贸易降低0.18%。
这可能是因为，一方面，FDI进入中国后迅速形成生产能力，对国外产品有一定的进口替代性。
尤其是市场导向型FDI针对本地需求和偏好生产适应本地居民消费的产品，直接降低了对进口品的需求。
另一方面，FDI可以通过技术外溢提高内资企业的生产能力和技术水平。
当地进口替代部门的发展有助于降低对进口品的依赖。
本地消费对内资企业进口有显著的促进作用，本地消费支出增长1%，内资企业进口增长0.2%。
这说明，消费需求的增长增加了当地居民对最终消费品的进口和本地消费品的购买，前者对进口有直接的影响，后者将通过扩大企业生产规模，推动企业生产过程中对进口设备和进口原材料的需要，以更好地满足本地需求，对进口产生了间接的推动作用。
与预期一致，开放度对内资企业进口有明显的促进作用，但产业结构对内资的进口影响是不显著的。
这可能源于，内资企业以一般贸易为主，从内资企业一般贸易出口与进口的比值来看，该比值从1997年的2.23降低到了2011年的0.99。
可见，一般贸易进口的增长速度非常快，尽管产业结构的调整降低了加工贸易的进口水平，但是，一般贸易进口的增加又抵消了加工贸易进口的降低，因此，总体表现为对内资企业进口影响的不显著。
三、FDI对我国经常账户贸易项目影响的总体评价
如附录表3所示，1997～2011年，FDI本身净出口额累计达到7968.6亿美元，同期对内资企业对外贸易的净影响始终表现为正，累计达1488.6亿美元。
可见，FDI对内资企业贸易顺差的促进作用占到了对全部贸易顺差促进作用的15.7%，FDI对内资企业贸易顺差的影响是积极且显著的。
分别从FDI对内资企业进口和出口两组数据影响的走势来看，FDI对内资企业贸易的影响更多的体现为对进口的替代作用，而对出口的带动作用有限。
从2011年的数据来考察，内资企业进口贸易为6582.4亿美元，出口贸易为9033亿美元。
可见，FDI对内资企业出口的贡献只有0.62%，对进口的替代作用则达到3.33%。
进口替代效应主要源于两个方面：
一是外商投资企业制造的最终产品一部分在本地销售，对进口起到了一定程度的替代作用；二是伴随外资的流入，我国进口替代部门获得了发展，很多以前依靠进口才能获得的制成品或中间产品，在本地也可以实现生产和供应。
实际上，FDI对内资企业出口促进力度与对进口替代力度的不对称，从一定层面也反映出，外资对我国最终产品出口国际竞争力的提高并无显著的作用。
这一点，可以从Swedenborg（2000），Belderbos等（1998）的研究结果得到一定程度的证实。
他们深入到公司层面上，探讨了FDI与贸易之间的关系，发现FDI与中间产品具有正相关关系，但是最终产品与FDI并不存在显著的相关关系。
附录
附表1 FDI对内资企业出口影响的GMM模型估计结果
2SYS_GMM
2DF_GMM
OLS
FE
L.DEX
0.434***
0.263***
0.815***
0.341***
（13.60）
（8.83）
（28.65）
（9.76）
DL
0.0149***
-0.00689
0.0466*
-0.0163
（3.30）
（-1.55）
（2.36）
（-0.97）
SER
-0.946***
-0.393**
-0.408***
-0.420**
（-6.20）
（-2.98）
（-3.75）
（-3.07）
WAGE
-0.286***
-0.246***
-0.111**
-0.158*
（-5.16）
（-3.93）
（-2.87）
（-2.32）
OPEN
0.697***
0.918***
0.251***
0.768***
（21.80）
（21.61）
（8.08）
（17.03）
DK
0.310***
0.224**
0.125***
0.163*
（4.78）
（3.23）
（4.23）
（2.45）
FDI
0.0318*
0.0570**
-0.0169
0.0402*
（2.01）
（2.67）
（-1.36）
（2.14）
_cons
7.403***
6.838***
2.697***
6.034***
（14.81）
（13.99）
（5.47）
（10.93）
N
336
308
336
336
ARP
（1）
0.0018
0.0057
ARP
（2）
0.9103
0.9606
Sargan
23.48
20.11
SarganP
1
1
注：
*代表在95%的显著性水平上成立，**代表在99%的显著性水平上成立，***代表在99.9%的显著性水平上成立。
括号中为t统计值。
ARP
（1）、ARP
（2）、Sarganp给出的是统计量对应的p值。
比较DF_GMM和SYS_GMM的估计结果，AR
（1）和AR
（2）检验表明，残差序列存在显著的一阶自相关，而不存在二阶自相关，这表明模型设定总体上是可取的。
Sargan检验均不能拒绝原假设，即这两个模型工具变量的选择总体上是有效的。
另外，SYS_GMM一阶滞后被解释变量估计参数的真实值，位于面板固定效应FE模型估计和混合OLS估计值的上下界之间，而DF_GMM的估计参数不满足这一要求，表明DF_GMM估计的偏差高于SYS_GMM，且用SYS_GMM估计方法回归得到的各参数的显著性，基本上高于DF_GMM方法的估计结果。
同时，外资对内资企业出口影响的四种估计方法，得到的自变量的系数符号大体上保持了一致性，也表明了模型设定的稳健性。
因此，采用两步系统GMM的估计结果进行实证分析是合理有效且稳健的。
附表2 外资对内资企业进口影响的GMM估计结果
2SYS_GMM
2DF_GMM
OLS
FE
L.DIM
0.645***
0.515***
0.835***
0.544***
（21.9）
（13.5）
（34.7）
（14.5）
OPEN
0.451***
0.55***
0.166***
0.52***
（11.61）
（15.67）
（5.94）
（9.42）
DAK
0.183*
0.299***
0.062*
0.32**
（1.68）
（2.6）
（1.79）
（3.56）
AC
0.199*
-0.01
0.128***
-0.1
（1.87）
（-0.08）
（2.61）
（-0.93）
SER
-0.384
-0.15
0.016
-0.021
（-1.6）
（-0.81）
（0.14）
（-0.12）
FDI
-0.18***
-0.13***
-0.06***
-0.102***
（-6.87）
（-3.67）
（-4.31）
（-4.50）
_cons
1.85**
1.98***
-0.15
1.64**
（2.57）
（3.43）
（-0.3）
（2.59）
N
336
308
336
336
ARP
（1）
0.015
0.02
ARP
（2）
0.837
0.77
Sargan
23.61
24.96
Sarganp
1
1
注：
*代表在90%的显著性水平上成立，**代表在95%的显著性水平上成立，***代表在99%的显著性水平上成立。
括号中为t统计值。
ARP
（1）、ARP
（2）、Sarganp给出的是统计量对应的p值。
比较DF_GMM和SYS_GMM的估计结果，模型设定总体上是合理且有效的。
同时，外资对内资企业进口影响的四种估计方法，得到的自变量的系数符号大体上保持了一致性，表明了模型设定的稳健性。
附表3 FDI对内外资企业贸易效应的估算（单位：
亿美元）
外资企业
FDI对内资企业的影响
FDI设备
进口
FDI出口
FDI进口（剔除设备进口）
专有权利使用费和特许费进口
进口替代
效应
出口溢出
效应
1997
179.3
749.0
597.9
5
-12.0
3.0
1998
145.0
809.6
622.2
4
-11.0
3.2
1999
110.7
886.3
748.1
8
-10.4
3.0
2000
130.9
1194.4
1041.8
14
-15.3
3.6
2001
145.1
1332.2
1113.4
19
-19.1
4.1
2002
171.4
1699.9
1431.1
31
-20.9
4.2
2003
209.7
2403.1
2108.9
35
-32.6
6.6
2004
311.6
3385.9
2932.9
45
-58.5
11.3
2005
276.6
4441.8
3598.0
53
-61.6
11.7
2006
278.0
5637.8
4446.9
66
-76.4
15.7
2007
259.0
6953.7
5339.0
82
-106.4
23.9
2008
276.8
7904.9
5917.5
103
-188.4
44.1
2009
151.8
6720.7
5302.3
111
-146.2
32.2
2010
163.1
8623.1
7216.9
130
-190.4
38.7
2011
175.1
9953.0
8472.9
147
-292.9
56.2
资料来源：
进口和出口数据源自商务部《中国统计年鉴》，外商投资企业作为投资进口的设备物品源自《中国贸易外经统计年鉴》，专有权利使用费和特许费进口源自外管局《国际收支平衡表》。
（本报告是国务院发展研究中心重点基础领域课题“国际经济金融结构研究”的阶段性成果，负责人为巴曙松，具体为子课题“全球再平衡进程与国际经济金融结构变化”的研究内容）
作者：
国务院发展研究中心金融研究所巴曙松天津师范大学唐红华中科技大学华中炜 来源：
国研视点2013年1月8日
责任编辑：
俞江月
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