1、不论是国际间生产要素的流动，还是国际间商品，都不能消除各国间要素和商品相对稀少的状态。邓宁的OIL理论认为，可以根据所拥有的优势（垄断优势、内部化优势和区位优势），在商品出口、技术许可和对外直接投资三种方式中进行相应选择。因而根据这一理论，国际直接投资与对外贸易在一定程度上是能够并存的。小岛清（Kiyoshi Koiiman）2认为，生产要素移动虽然减少了商品的稀缺性，从而减少了国际贸易的机会，但另外一方面，生产场所的开辟与建立，会创造新的贸易园地。他提出，国际贸易是按照比较优势进行的，而国际直接投资也应按比较优势的原则进行。通过对外直接投资可以扩大两国间比较成本的差距，创造出一种新的比较成本
2、格局，从而使得投资母国与东道国之间的贸易在更大规模上进行，扩大了国际贸易的规模总量。玛库森（Markusen，1984）在蒙代尔的基础上，假定企业可以拥有与使用不同国家的生产要素，即假定存在不同的生产技术、不完全竞争和规模经济，证明了生产要素流动会增加贸易。美国经济学家帕特瑞（P.Patrie）3对国际直接投资的动机差异进行研究的结论认为，跨国公司的对外直接投资的动机不同，使贸易和投资的关系也不同。帕特瑞将国际直接投资分成了三大类：市场导向型直接投资、生产导向型直接投资和贸易促进型直接投资。市场导向型直接投资是指跨国公司为了绕过东道国严厉的贸易壁垒或者是为了占领当地市场的需要，而对东道国进行直
3、接投资，适应当地文化、风俗的要求，以实现在当地生产、销售。生产导向型直接投资是指跨国公司出于降低生产成本的需要，通过在那些拥有一种或多种廉价生产要素、特别是劳动力与土地这些流动性比较差的生产要素的国家进行的直接投资。贸易促进型直接投资是指跨国公司为了更好地配合母公司或总公司的出口贸易活动，提供各种服务而进行的直接投资。进一步的研究表明，只有市场导向型直接投资容易成为贸易的替代。因此贸易替代的投资只是直接投资的一个重要部分。高水平的贸易保护壁垒最有可能导致以逃避关税或占领本地市场为目标的直接投资的涌入。生产导向型和贸易促进型直接投资则会增加投资国和东道国之间的国际贸易。后来一些学者开始运用计量模
4、型进行实证检验。大部分的结果均表明，贸易与直接投资是相互促进、相互补充的，外商直接投资与进出口贸易之间的互补性要大于替代性。但这些研究大多是针对发达国家的，对于发展中国家结果可能有所不同。最具代表性的是Agarwal（1986）对印度进行的分析，结果表明，外商直接投资对印度的贸易既有积极影响又有消极影响。近些年来，国内一些学者也对外商直接投资与我国进出口贸易的关系进行了实证研究。刘恩专（1999）、杨迤（2000）4通过相关分析和回归分析认为外商直接投资对我国进出口贸易有着重要的促进作用；冼国明等（2003） 5 、史小龙、张峰（ 2004） 运用协整和误差修正模型等研究方法, 对外商在华直接
5、投资与我国出口之间的相关性进行了较为完整的计量研究,认为在FDI与我国的出口之间存在着长期的均衡关系和短期内的相互促进关系。许和连、赖明勇（2002）6利用协整分析技术和误差修正模型进行分析后发现，外商直接投资对我国出口贸易产生了积极的促进作用；杨建清（2003）研究发现，FDI与我国国际贸易在地理区域分布上呈现高度的相关性；向铁梅（2003）对1979-2000年我国吸引的FDI与对外贸易的关系进行了实证分析,认为二者之间的关系在不同的历史时期有不同的表现形式,有很明显的替代关系,也有明显的互补关系, 在总的趋势上，直接投资与对外贸易之间是一种相互促进的互补关系。王晨钟（2004）7认为FD
6、I对我国出口贸易有积极的推动作用，改善了我国出口产品结构；戴志敏、罗希晨（2007）利用最小二乘法和格兰杰因果检验法进行实证分析，认为FDI对出口贸易的影响宏观上属于互补效应，即两者互相影响。总之，大多数研究表明FDI与我国进出口贸易存在着稳定的长期关系，FDI对我国进出口贸易有着重要的促进作用，但在不同的历史时期，对不同的产业，其作用有所不同。1.3 研究方法与研究思路（1）统计分析。运用统计分析法来对天津市进出口状况进行总体评价。（2）实证研究。首先建立计量模型，然后采用国内外实证研究使用较多的动态计量分析中的协整检验和格兰杰因果关系检验来对FDI与进出口贸易关系研究。（3）定量分析。对外
7、贸竞争力指标定量分析，并进行纵向比较。 本文采用上述分析方法对FDI与进出口贸易总量的关系进行研究，研究基本思路如下：首先构建模型，然后利用扩展的迪克-富勒检验（Augmented Dickey-Fuller （ADF） Test）分别对相关变量进行单位根检验，以确定序列的平稳性。若不平稳，则对变量的一阶差分序列进行ADF检验。若序列是同阶单整序列，则采用Engle和Granger 提出的两步法进行协整检验 , 确定序列间是否存在长期均衡关系。两步法的检验步骤是：首先使用最小二乘法对两个变量进行回归，然后再把所得残差进行单位根检验。若序列通过了上面的协整检验，再对其进行格兰杰因果关系检验，以确
8、定序列间的因果关系。为了从贸易结构上了解FDI对进出口的影响，首先运用Eviews软件对FDI和工业制成品进口额和出口额、初级产品进口额和出口额、一般贸易进口额和出口额以及加工贸易进口额和出口额进行相关性分析，即检验FDI这些变量间的相关性大小。然后运用最小二乘法对其分别进行回归分析。最后，运用出口市场占有率、外贸依存度和加工贸易增值率几个指标，从贸易竞争力角度来分析来自外商直接投资的影响。1.4 创新点尽管国内研究都证实了外商直接投资对我国进出口贸易有一定的促进作用，但大多是在国家层面进行的，缺乏更小范围的基于区域视角的研究。对于具体的一个区域或城市来说，FDI是否对其出口贸易有积极的推动作
9、用。FDI与其进出口之间存在着长期的均衡关系和短期内的相互促进关系，还是宏观上属于互补效应即两者互相影响，都缺少很好的论证。本文将基于天津层面运用计量模型来分析FDI与其出口贸易的关系。并且国内大部分研究只是针对FDI与进出口总量之间的关系，而本文将从进出口结构、贸易竞争力角度进行分析和解答。在研究FDI与贸易结构关系时，本文从贸易商品结构和贸易方式结构两方面入手，从而能更加深入了解FDI对天津市贸易结构影响。本文不仅采用国内使用较多的出口市场占有率和外贸依存度指标来分析贸易竞争力的变化，而且通过观察加工贸易增值率的变化，从产业链增值角度进一步分析了天津市贸易竞争力的变化与FDI的关系。在运用
10、出口市场占有率和外贸依存度指标来分析FDI对天津市贸易竞争力的影响时，本文通过观察天津市出口市场占有率和外贸依存度两个指标的动态变化，将其变化趋势与FDI变化趋势进行对比，并计算分析FDI与二者的相关系数，来得出FDI对天津市出口市场占有率和外贸依存度的影响。从而就FDI对天津市贸易竞争力的影响得出更有说服力的结论。2 天津市引进外商直接投资和进出口贸易现状分析 2.1 天津市引进外商直接投资现状2.1.1 天津市引进外商直接投资总量情况1985至2007年期间，天津市的外商直接投资发展非常迅速，如表1所示，从1985年的4409万美元增长到2007年的2003794万美元，年均增长率为40.
11、96%。在这期间，1997至2000年曾一度出现低迷，但在2001年加入世贸组织以后又开始迅速增长，2003年增长幅度曾高达62.9%。外商直接投资已经成为天津经济的一个重要组成部分。2.1.2 天津市引进外商直接投资的产业分布情况从产业结构分布上来看， 如表2所示，2007年天津市的外商直接投资将近一半分布在建筑业，占总量的49.63%。说明在天津仍有大量外商投资投向第二产业。但较上一年比重有所回落；第一产业的比重偏低，有472万美元，仅占总量的0.0894%，而且呈快速递减的趋势，同比下降了56.93%；相比之下，以交通运输及仓储业、房地产业、社会服务业为主的第三产业增长显著，2007年同
12、比各增长了69.83%、124.53%、177.37%，绝对额已超过第二产业。第三产业吸引的外商投资已超过第二产业并不断增长有助于改善天津产业结构落后于经济发展的状况。 但第三产业吸引的外资总额只是略超过第二产业,并没有显著性的优势。表1 1985-2007年天津市外商直接投资规模年份实际利用外资额（万美元）增长率（%）19851986198719881989199019911992199319941995199619971998199920002001200220032004200520062007年均440942875491239581348315938823138541201014991
13、52064200587251135251803253203256000322000380591619983938654126342815679142003794-2.7728-56.3239.62.712.9146.5133.987.549.831.925.20.30.61.125.818.262.951.434.624.127.840.96 资料来源：1986-2008年天津统计年鉴。2.2 天津市进出口贸易现状外商直接投资面临快速增长的同时,天津市进出口贸易也呈现显著性增长。如表3所示，2007年天津市对外贸易进出口商品总值为715.5亿美元，是1985年的40多倍。进出口总额占全国的重也
14、从1994年的1.40%，上升到2006年的4.06%。期间虽然1998 年，2001年等个别年份增长速度有所下滑，但从2002年之后一直保持高速增长。表2 2007年天津市外商直接投资产业分布情况 行业名称总量（万美元） 比重（%）同比增长（%）农业制造业建筑业交通运输及仓储业批发零售贸易及餐饮业房地产业社会服务业472 2619861896377736761119845447460.089449.63960.035812.08416.965222.70758.4782-56.93- 1.14-93.0369.832.11124.53177.37资料来源：2007年天津统计年鉴。表3 天津市
15、对外贸易进出口额与增长率 （单位：万美元、%） 出口值 进口值进出口总值增长速度（%）11527412549415171216826816860417860016060017520019420024000029980040490050180054990063320086290095020011595001437400208650027415003354000381610033329409114956959578528174240041400623008340091300354700424800500500511700627300852800868500112320014997002115400
16、2597200310330033389001486031664052012812278462214212209792020002376002777003312006546008297001002300106160012605001715700181860022827002937100420190053387006457300715500011.9820.9613.2-2.57-0.2-8.617.616.919.397.626.820.85.918.736.16.025.528.743.227.121.010.82.3 外资企业进出口绩效分析8下面运用外资企业贡献度和拉动度两个概念来分析外资企
17、业进出口增长对天津市进出口绩效。外资企业贡献度是指外资企业进出口增量占全部进出口增量的百分比，外资企业拉动度指外资企业贡献度与进出口贸易增长率的乘积。公式为：外资企业贡献度=*100%外资企业拉动度=外资企业贡献度*进出口贸易增长率图1 1995-2007年天津市外资企业进出口增量与总进出口增量面积图 资料来源：整理1996-2008年天津统计年鉴数据绘制。（%） 图2 1995-2007年天津市外资企业贡献度 图3 1995-2007年天津市外资企业拉动度如图1、2、3所示，除2001和2007年等个别年份外，天津市外资企业贡献度为均稳定保持在50%左右，拉动度则是围绕10%在一定范围内波动
18、，表明外资企业对天津市进出口增长起着稳定且强有力的推动作用。天津市2007年进出口增量偏低,且外资企业进出口增量呈现负数。究其原因极有可能是受国家统一内外资企业所得税政策和人民币升值的影响。2007年两税合一之后，尽管由于人民币升值总体进出口增幅不大，但内资企业进出口贡献也出现了明显提高。3 外商直接投资对天津市进出口贸易总量的影响3.1 天津市外商直接投资与进出口贸易总量数据分析随着外商直接投资额从1985年的4409万美元增长到2007年的2003794万美元，天津市的进出口贸易规模也不断扩大，1985年仅为148603万美元，到2007年就上升到了7155000万美元。可见，天津进出口贸
19、易总量与外商直接投资额呈同期同向快速上升趋势。外商直接投资的大量流入对天津的进出口贸易总量增长起到了一定的促进作用。从散点图图4也可以看出，天津市的进出口总额与外资的引进是同步增长的， 他们之间显示出极强的相关性。图4 天津市进出口额与外商直接投资关系散点图散点图数据由作者从1986-2008年天津统计年鉴整理得出。3.2 外商直接投资对天津市进出口贸易总量关系的实证分析3.2.1 模型建立选取1985-2007年期间天津市实际进出口总额（ZIE）和外商直接投资额（FDI）作为样本数据,就外商直接投资对天津进出口贸易总量的影响进行分析。对变量取对数可以有效消除异方差，但不影响变量序列的平稳性，
20、因此分别对变量取对数LnFDI和LnZIE，以LnFDI为自变量LnZIE为因变量构建模型：LnZIE=C+LnFDI+ut其中，C为常数项，为弹性系数，ut是误差项。进行最小二乘法回归，得出其函数关系。为避免伪回归，首先对两个变量进行单位根检验；若同阶平稳则继续进行协整检验，Granger检验。 3.2.2 单位根检验 利用扩展的迪克-富勒检验（Augmented Dickey-Fuller（ADF）Test）分别对LnFDI、LnZIE进行单位根检验。如表4所示，原序列LnFDI和LnZIE均没有通过显著性检验，而它们的一阶差分序列LnFDI和LnZIE都通过了5%显著性水平下的ADF检验
21、，为平稳序列。表4 单位根检验表 变量ADF检验统计量（c,t,k）1%临界值5%临界值10%临界值是否平稳LnFDILnZIELnFDILnZIE-3.256655.469040-4.341306-3.309436（c,t,3）（0,0,0）（c,t,4）（c,0,0）-4.532598-2.674290-4.616209-3.788030-3.673616-1.957204-3.710482-3.012363-3.277364-1.608175-3.297799-2.646119不平稳平稳注: 检验类型中的c、t、k,分别代表有常数项,趋势项和所采用的滞后阶数。滞后阶数符合AIC标准，由E
22、views5.0软件自动给出。由天津统计年鉴数据计算得出。3.2.3 协整检验由于LnFDI和LnZIE单整阶数相同，因此对其进行协整检验。运用Eviews5.0软件对变量LnFDI和LnZIE最小二乘法回归，回归方程为： LnZIE=7.01526+0.575432LnFDI （1） （14.15795） （13.45825） （ R2=0.896104 R2a=0.891156 F=181.1246）对回归结果的残差进行单位根检验，结果如表5所示，残差的ADF统计量为-4.526777，小于5 %显著水平下的临界值-4.21897，检验结果表明，残差不存在单位根，是平稳序列。因此，LnFD
23、I和LnZIE之间的确存在协整关系，协整方程为（1）。模型（1）的F值显著，拟合优度也很高，且弹性系数为正。说明天津市外商直接投资对进出口产生了明显的积极影响。弹性系数为0.575432表明FDI每增加1个百分点就能带动天津市进出口总额增加0.575432个百分点。表5 残差项的平稳性检验ADF统计值临界值（5%）-4.526777-4.21897 注：协整检验的临界值由Mackinnon（1991）中的公式C（a）=+1T-1+2T-2得出，其中a表示检验水平，T表示样本容量，、1、2、由表中给出。 资料来源：3.2.4 Granger检验表6 Granger检验结果滞后期Null Hypo
24、thesisProbability结论12LnZIE dose not Granger Cause LnFDILnFDI dose not Granger Cause LnZIE0.966530.005600.955480.04909接受拒绝对变量进行Granger检验，结果如表6所示，在99%的置信度下滞后期为1时， LnFDI是LnZIE的格兰杰原因，但LnZIE不是LnFDI的格兰杰原因。滞后期为2时95%的置信度下LnFDI也是LnZIE的格兰杰原因， LnZIE仍不是LnFDI的格兰杰原因，即天津市外商直接投资增长是进出口增长的原因，但进出口并未对外商直接投资的增长构成原因。4 外商直接投资对天津市进出口贸易结构的影响为了直观细致地反映外商直接投资对天津市进出口贸易结构的影响程度，可以从贸易商品结构和贸易方式结构两个方面来进行
