宁波市FDI对出口贸易的影响分析

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。1.2 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，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(%)198650039.354038.819875285.679146.5198868930.511458134.919891758155.21800557.119902197252796255.3199126802247532701992114973297838964.9199334455199.711082441.41994358123.917499257.919953990911.422682529.619965016225.72330032.719975540810.529333225.9199850329-9.22963861.01999520353.434772117.320006218619.551678148.620018744640.662450020.8200212469642.681630430.7200317272738.5120737047.9200421032221.8166896738.220052310799.9222325633.220062430185.2287705229.420072505183.1382550933.0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，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；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Eviews5.0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)-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)、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， 因此宁波市FDI和出口贸易总量之间存在长期的稳定的关系。回归分析得出宁波市FDI对出口贸易的至关重要作用恰好证实了FDI流入对东道国和区域出口贸易增长影响的理论机理。2.3宁波市FDI对出口贸易总量增长的格兰杰检验回归关系考虑的是一个变量依赖另一个变量的关系，并不能说明因果关系。从回归的结果看，In (EX )与In(FDI)、In(FDI -1)间存在正相关关系， 因此借助Granger检验讨论宁波市 FDI与出口贸易增长的因果 关系。运用 Eviews 5.0软件包，表 4是ln( EX)与In (FDI)、In (FDI -1)构成的变量系统的因果检验的具体 结果。表4:Gran ger因果关系检验变量原假设HOF统计量P值结论In( EX 八 In( FDI)EX增长不是FDI增长的因2.22290.1478不拒绝FDI增长不是EX增长的因1.58690.2417不拒绝In( EX 八 In( FDI-1)EX增长不是FDI-1增长的因2.98220.0859拒绝FDI-1增长不是EX增长的因5.1790.0222拒绝从表4的检验结果可以看出，FDI的增长不是EX出口增长的原因，宁波市当年外商直接投资实际 投资额变动没有明显的影响出口贸易总量的变动。在一定的显著性水平上，只有上一年外商直接投资实际投资额FDI,的增长是宁波市出口贸易总量增长的原因，即宁波市上一年外商直接投资实际投资额的 变动造成了宁波市出口贸易的变动，对宁波市出口贸易起到决定性的作用。根据Granger检验的结果可以很显然的得出，宁波市上一年的外商直接投资将决定本年的出口贸易总量，充分的证实了宁波FDI对出口贸易的决定影响。3宁波市FDI对出口商品结构影响的实证分析3.1宁波市出口商品结构分析近年来宁波市出口商品结构总体情况近年来宁波市出口商品结构发生了很多的变化，把出口分成初级产品出口、工业制成品出口进行分析。从早期的农产品为主的初级产品出口逐步向以机电、高技术产品、纺织为主的工业制成品出口转变，从表5中可以看出，至U 2007年为止，工业制成品的出口占宁波市出口总额的97.1%，初级产品的比重有1995的24.8%缩小到2007年2.9%，在短短的十几年里，宁波市的工业制成品出口量不仅大幅增加， 同时在出口总额的比重连续8年高达90%以上。表5:1995-2007年宁波市出口商品结构比重情况年份岀口总额（万美元）初级产品岀口总额（万美元）比重（%）工业制成品岀口总额（万美元）比重（%19952268255634124.817048475.219962330034150517.819149882.219972933323955213.525378086.519982963863430011.626210088.419993477213722110.731050089.32000516781395067.647725292.42001624500367675.958763894.12002816304412845.177502194.920031207370596344.9114776495.120041668967841195.0158484895.0200522232561058394.8211589595.2200628770521132593.9276379696.1200738255091091222.9371639397.1资料来源：2008宁波市统计年鉴从1995-2007年宁波市初级产品比重、 工业制成品比重的图表中可以明显得出工业制品在出口总额中的比重是不断上升，同时初级产品的出口额正好相反。从1995年到2007年，宁波市出口商品结构的从重要出口品相反初级产变化十分明显，初级产品变成越来越不重要的出口品， 而工业制成品的份额一直在增加， 变成了主导出口品。 从演进的趋势来看， 工业制成品在宁波市出口中的地位将进一步上升,品的出口地位将越来越不低。100.080.0(%)60.040.0图1 1995-2007 年宁波市初级产品出口比重、工业制成品比重从宁波市初级产品和工业制成品的增长情况来分析，工业制成品的增长相对比较稳定，从1998年以来一直保持稳步的增长，而初级产品在2007年出现了 3.65%的负增长，结合 FDI的增长情况，可以看出，其之间有一定的同向趋势，宁波市FDI对出口商品结构变化存在一定的影响。见表6。表6：1996-2007年宁波市出口商品结构与FDI增长年份初级产品同比增长(%工业制成品同比增长(FDI同比增长(%1996-10.6619.9525.7199714.5223.6910.51998-40.57-2.12%-9.219998.5218.473.420006.1353.719.52001-6.9323.1340.6200212.2931.8942.6200344.4548.0938.5200441.0638.0821.8200525.8233.519.920067.0130.625.22007-3.6534.473.1资料来源：2008宁波市统计年鉴宁波市FDI对出口商品结构变化的回归分析3.1.2.1 选择样本和变量，建立回归模型选取1996-2007年宁波市外商直接投资和初级产品、工业制成品出口的年度数据。一般经验认为：FDI流入量的增加不会立即引起当年出口商品结构的变化，FDI对出口商品结构变化的影响是有一个滞后的过程。参照以往实证的经验和论证结果，需在建立回归模型时考虑滞后因素。考虑到现实量一般都是非平稳的时间序列，因此选取的变量为In (FDI)、In (FDI旳、in( EXR )、In (EXI)，FDI表示外商直接投资实际投资额，FDI,表示外商直接投资上一年实际投资额，EXR表示初级产品出口额， EXI表示工业制成品出口额。将采用二元线性回归模型来研究外商直接投资及其滞后对出口商品结构的影响。所选的线性回归模型一般形式如下：Y=a+bXj+cX2+eii=1,2,n(3.1)3.1.2.2 回归分析与结果运用Eviews5.0软件包，结果如下：ln(EXR) = 4.5448 - 0.4656ln(FDI) + 1.0329 ln(FDI -1)(3)(4.2552 ) (-0.9686 )(2.1351 )R2=0.7955 , AD R 2=0.7546 ,F=19.4452 , DW =0.6705ln(EXI) = -3.4166 + 0.6956In(FDI) + 0.7768 In(FDI -1)(4)(-3.5695 ) (1.6148 )( 1.7916 )2 2R2=0.9688 , AD R2=0.9626 ,F=155.4649 , DW =0.7976回归结果表明，方程(3)的似合优度R2和调整后拟合优度 AD R 2都不是很高，F值也并不大，因此 拟合程度不高。方程(4)似合优度R2和调整后拟合优度 AD R 2都很高，对EXI变化的解释程度达到96% 以上，说明宁波市工业制成品出口总额变化中因外商直接投资而引起的变化占了96%之多。从F和T检验值看，在显著性水平为 0.01的情况下，其F值远高于其临界水平，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，说明ln(EXI)与ln(FDI)、In(FDI)间存在正相关关系，意味着宁波市外商直接投资 增加、FDI流量增加都将带动工业这产品出口总量的增长。方程(4)中的系数可得，ln(FDI-1)增长1%将带动ln (EXI ) 0.7768%的增长；ln(FDI)增长1% 将带动ln (EXI ) 0.6956%的增长，可见ln(FDI -1)对 ln ( EXI )的影响比ln(FDI)对ln (EXI )的影响更大，在宁波市工业制成品的出口中，FDI的滞后作用起到了非常重要的作用。从宁波市FDI对初级产品和工业制成品的影响的角度分析，宁波市当期的外商直接投资实际投资 额FDI将带动工业制成品的出口增长，抑制初级产品的出口增长；宁波市外商直接投资上一年实际投 资额FDI,同时带动初级产品和工业制成品的出口，但对初级产品出口的影响要比工业制成品的影响大 得多。由此可见宁波市FDI在促进工业制成品出口增长的同时，推动了宁波市出口商品结结构的优化。3.2宁波市主要工业制成品出口情况分析工业制成品一般可以分为四类：自然资源密集型产品、 低技术产品、中等技术产品、高新技术产品。在这些产品序列中，技术复杂程度依次上升，初级产品和资源密集型产品的技术复杂程度最低，而高技术产品的技术复杂程度最高 。改革开放以来，我国出口商品结构经历了两次重要的飞跃：一次是1986年纺织品和服装取代石油成为我国第一大类出口产品，这标志着我国出口商品从资源密集型为主向劳动密集型为主的转变；另一次是1995年机电产品取代纺织品和服装成为第一大类出口产品，这标志着我国出口商品开始从劳动密集型为主向资本技术密集型为主转变。宁波市工业制成品的出口同我国的出口情况类似，主要以机电产品、纺织服装产品和高新技术产品为主。从表8的数据表中可得，机电类产品出口从2000年至2007年比重不断增长，2003年突破50%后几年持续增长；纺织服装产品是比较典型的劳动密集型产品，其比重在近几年内有所下降，导致下降的原因有劳动力成本的增加和相对较低技术的强烈竞争形势；高新技术产品的出口从2000年来的增长率一直稳定上升，由原来的10%上升为2007年的17%和我国的出口情况相吻合，在今后几年增长率会继续提高，将成为今后工业制成品中至关重要的一类产品。宁波市FDI对工业制成品出口有着重要影响，那么对于宁波主要的工业制成品机电产品、纺织服装产品、高新技术产品的影响如何呢？借鉴2008年统计年鉴，具体数据的情况请参见表7。表7:宁波市FDI增长和主要工业制成品比重(万美元)年份FDI总额(万美元)机电产品纺织服装产品咼新技术产品岀口额比重岀口额比重岀口额比重20006218621519445%15353732%4673310%20018744627422247%18841632%6222711%200212469638351749%22764129%10553714%200317272757578750%34069030%16070514%200421032285582354%41130026%23974515%2005231079118661656%49881124%34241816%2006243018155746856%63241923%44229816%2007250518220284759%76122520%62823417%资料来源：2008宁波市统计年鉴从表7显示，机电产品、纺织服装产品、高新技术产品在工业制成品比重来看，宁波市出口商品结 构不断优化。机电产品出口占总体工业制成品出口的一半以上，随着纺织服装产品的比重下降和高新技术产品的比重不断上升，在工业制成品出口的总体比重中占20%左右，宁波市在不断改变对初级产品出口的依赖，而出口商品中，中等技术和高等技术产品所占比重呈持续上升的态势。两者相加的和比重在工业制成品出口中的地位没有巨大的变化，约为40%左右。由于一大批具有高技术的大型跨国公司在宁波逐步建立，由于北仑港的天然资源，使得宁波成为了一个高度依赖出口贸易发展的面向世界的城市，许多外商也正是看到了宁波良好的地理环境和发展趋 势，在宁波投资建厂，建立 R&D中心。随着宁波市外商直接投资额和外资企业的不断增多，对于提高宁波出口产品的技术含量有着重要的带动力量，促进技术升级发挥着关键的作用。从表7中可见，宁波市外商直接投资在2000年到2007年的总额飞速增长，同时可以看到高新技术产品的出口比重持续稳定增 长，这和宁波市外商投资的技术溢出和新型技术的引进是分不开的，大量的外商投资为产品技术的发展和提升提供了优越的环境和经济的基础。图2机电、纺织服装、高新技术走势图由于从宁波市统计年鉴中可得到的关于机电产品、纺织服装产品和高新技术产品的工业制成品的数据并不多，在文章介绍机电产品、纺织服装产品和高新技术产品出口情况的基础上，做他们的趋势图， 如图2。事实上，外商直接投资时常伴随者技术的溢出，人才在干中学，积极科研，不断提高产品的技 术含量，于此同时还增加产品的市场竞争力，有利于产品的出口。外商直接投资，建立外资企业，外资 企业在出口中的作用， 特别是高技术类工业制成品的出口方面，远大于内资企业，从而使我国出口规模不断扩大、出口产品类型不断优化。宁波市外商直接投资不断增多，从图2可以看出，机电产品、高新技术产品的比重也稳步增长，可见他们具有相同的趋势，宁波市FDI流入很大程度上通过外资企业的作用来影响出口商品结构的变化。4 FDI对出口贸易方式影响的实证分析4.1宁波外资企业情况宁波市对外贸易迅速增长离不开外资企业的推动作用。外资企业一般有进出口经营权，与国外的经济和贸易联系比国内其它企业更为密切。随着宁波市FDI的大量流入，外资企业的数量快速增多，外资企业在宁波市对外经贸活动中的地位日益重要。见表7。表&宁波市外资企业出口总量的增长年份外资企业岀口总额（万美元）岀口总额（万美元）外资企业岀口额占岀口总额比重（%19987276229638624.5519998652434772124.88200013534451678126.19200118190962450029.13200224213981630429.662003355629120737029.452004522909166896731.332005748330222325633.6620061040360287705236.1620071536279382550940.16资料来源：1999-2008年宁波统计年鉴从上表可以看出，外资企业的出口在宁波市外贸出口中起着举足轻重的作用。从比重上看，1998年到2007年的10年间，外资企业出口在宁波出口总额中的比重由24.55%上升到40.16%,呈迅速连续上升的趋势。2007年40.16%的比重可见外资企业的出口在宁波市总出口的份额已经非常大。4.2宁波出口贸易方式情况由于外商投资企业主要采取的是来料和进料加工贸易的方式，随着外资企业在宁波市贸易地位的上升,它们对宁波市总的贸易方式的变化产生重要的影响。外资企业强大的促进作用，使宁波市出口加工贸易额从1998年的79229万美元快速增长到 2007年的974802万美元。从下表可得，1998-2000年宁 波市出口加工贸易额增长但其比重降低，是因为此期间宁波市外商投资企业处于形成阶段，外资企业出口比重在25%左右，但一般贸易快速发展，从而呈现比重减小的情况。2001年宁波市外资企业出口比重达到29.13%，极大的影响的了加工贸易的出口，此后出口加工贸易额迅猛增长，比重稳步增大，和上 表中外资企业出口比重呈同一趋势。见表8、9。表9:1998-2007 年宁波市出口商品贸易方式（%）年份1998199920002001200220032004200520062007岀口一般贸易比重72.6877.1879.5280.8882.2281.8778.8675.7276.3573.45出口加工贸易比重26.7322.6520.0718.8617.517.7420.6123.422.6825.48数据来源：1999-2008年宁波市统计年鉴4.3宁波FDI流入对出口贸易方式的分析基于宁波市出口贸易的上述数据，分析宁波市外资企业出口总量比值、出口一般贸易比重、 出口加工贸易比重的发展趋势，建立图表，见图3。从图表可得，加工贸易比重和一般贸易比重的发展呈反方方向变动，虽然一般贸易的比重仍远远大于加工贸易的比重，但他们从他们呈现的趋势来看，一般贸易比重在渐渐减少，加工贸易比重在渐渐增大。同时加工贸易和外资企业出口比重有同向的趋势，一般贸易比重与外资企业出口比重呈反方向趋势。|一1外资企业出口比重一一般贸易比重T 加工贸易比重图3 1998-2007 年三者比重趋势图联系图表和宁波实际的外资情况，自2001年以来，宁波市加工贸易的比重持续上升，同期宁波市外资企业出口额在总出口额中所占比重也上升，选取2001-2007年宁波市外资企业出口占出口总额比重、出口一般贸易比重、出口加工贸易比重三者分别做相关系数分析，探讨宁波市外资企业对出口贸易方式的短期影响。结果见表10。表10 :三者相关系数矩阵外资企业岀口额占岀口总额比重岀口一般贸易比重岀口加工贸易比重外资企业岀口额占岀口总额比重1-0.93870.9338岀口一般贸易比重-0.93871-0.9996岀口加工贸易比重0.9338-0.99961从表10可以看出，宁波市外资企业出口额占出口总额的比重与出口加工贸易比重之间的相关系数 为0.9338，两者之间呈显著的正相关关系，且相关性很高；宁波市外资企业出口占出口总额比重与出 口一般贸易比重之间的相关系数为-0.9387，两者之间呈显著的负相关关系。因此由近几年来数据看，外资企业对宁波市加工出口贸易有促进作用，对一般加工贸易有抑制作用，综上所见，宁波市外商直接投资对出口贸易方式的变化有很大的影响。5结论及建议5.1结论本文分析的是宁波市外商直接投资对出口贸易的影响，通过上述分析总结如下：（1）通过对FDI与宁波市出口贸易总量的实证分析，可以看出两者之间存在明显的正相关关系，说明宁波市FDI二十几年来的不断流入对宁波市出口贸易规模的增长具有显著的作用；同时外商直接 投资对出口贸易的影响还不是当年立即见效的，从Granger检验的结果可以明显得出，上一年外商直接投资实际投资额FDI,的增长是导致宁波市出口贸易总量增长的原因，其对宁波市出口贸易起到决定性 的作用。因此，对于宁波市而言，外商直接投资对出口贸易总量的作用是至关重要的。（2） 通过FDI对宁波市出口商品结构影响的分析，可以看出，在过去的十几年，FDI对提升宁波市出口商品的结构有突出的作用， 由于外资的不断进入， 外资企业的地位和比重不断提高， 为了适应国 际商品的需求，提高出口产品的市场竞争力， 外资企业将不断出口有利润效益的国际产品。从宁波市显示的数据可以得出初级产品的比重渐渐下降，工业制成品的比重大大增加，特别是机电类产品和高新技术产品出口比重持续高速的增长。宁波市出口商品结构在不断的优化和改进，正逐步从出口劳动密集型产品向技术密集型产品转变。随着外商投资的不断进入，技术溢出和高级技术人才的培养，技术型产品的出口将会继续快速发展。（3）通过对FDI与宁波市出口贸易方式的分析，外商直接投资很大一部分是通过外资企业的直接作用影响出口贸易的，经过相关性分析，得出FDI与出口加工贸易有着很高的相关性，通过加工贸易的方式，外商有效对产品进出口进行控制，同时谋求企业更大的利润。外商通过加工装配地点向我市的转移，既能保持它们在产品生产方面的优势，又能利用廉价的劳动力和土地，维持它们在国际市场上产品的竞争力和客观的利润。而另一方面，宁波市FDI与出口一般贸易是很高的负相关关系，外商直接投资的进入将会抑制出门一般贸易的总量和比重。可见，宁波市外商直接投资将极大地影响出门贸易方式的转变。（4）从宁波市外商直接投资对出口贸易总量、出口商品结构、出口贸易方式的分析结果看，外商直接投资对宁波市出口贸易的各个方面确实有着相当重要的作用和影响。三方面的分析极大的论证了外商直接投资对出口贸易影响的理论机理，并从一个区域的角度证实了实际存在的结果。很少有文章实证区域外商投资和出门贸易的关系，从这一层面讲，可以说是一个新的突破和提高。5.2对宁波市有效合理利用外商直接投资的建议利用外资不但可以给宁波市带来先进的技术和管理经验，还可以极大地提高宁波市出口贸易的增长，这有利于宁波市各相关产业的技术进步和地区经济发展。但是我们也应当看到外商直接投资的引进、规范、监督等一系列实际操作问题，在了解外商直接投资对宁波市出口贸易的重要作用和影响同时，如何更好的有效的高度利用外资也是一个值得关注的问题。结合本文的分析结果， 在利用外商直接投资方面，提出以下几点建议：（1） 提高加工贸易深度和产品的国际竞争力。 出口贸易增长方式是出口贸易结构优化程度的佐证， 也是一国及地区工业化发展水平的重要体现， 出口贸易品的技术含量及其附加值的高低对于发展中国家 和地区保持持续增长具有重要意义。宁波市加工贸易属于“两头在外”的贸易，附加值较低，因此要对于加工贸易来说，当务之急就是要使其介入到国际化生产链条附加值高、科技含量高的环节， 且应完善和规范加工贸易深加工的管理方法，提高加工贸易的加工深度。基于宁波市外商直接投资对加工贸易的积极作用，外资企业更是要积极参与到国际化生产链中，通过有效地运用外商投资来改变宁波市加工贸易的现状。（2）吸引外资进入，提高出口增长率。宁波市具有吸引外资的天然优势，宁波市以促进跨国公司与当地企业的产业关联为主要目标，通过提供信息，促进技术升级，培训人才和资金支持等措施。宁波市现有的大量科技人才以及研究机构正是其优势的核心要素，也是学习技术的核心要素。政府应采取建立科技工业园及高技术产业与研发聚集群，完善知识产权市场及保护机制等措施，大力促进宁波市的 R&D与国际的融合。积极吸引合理的外资，不仅极大地提高出口，而且能使我国工业在更高层次上融 入跨国公司的全球化生产体系，不断提高出口的竞争力，促进出口商品结构。（3）引导外商对不同技术含量的产业采取不用程度的投资。由前面的结论可知，宁波市现阶段是以劳动密集型为主导的出口贸易增长方式，在继续利用国际资本市场， 稳步引进外资的进程中， 要正确引导外资投向，调整外资投资政策。 区别对待不同技术含量的外资项目，逐步取消对简单贸易的优惠政策，刺激外资撤除简单加工贸易向资本和技术密集型产业流动。鼓励大型跨国公司的产业投资建立技术研发中心，发挥其技术溢出效应。对于那些靠国内资本、技术和劳动力仍不能生产、要靠进口来满足国内需要的产品，外资进入后可增加国内就业和生产，并会对国内企业起到良好的示范作用，可以鼓励外资进入；那些国内企业已拥有国际竞争优势，或国内生产能力过剩的产品和行业，则应限制外资的进入。对于不同的产业政府应积极采取相对应的政策和投资要求，有目的的规划投资的趋向。（4）促进利用外商直接投资由数量型向质量型转变。在具体的利用外资政策上，宁波市不应追求吸收外资数量的最大化，而要根据所吸引的外资是否会有益于城市经济的可持续发展，对外资的产业流向进行选择。我国在国际竞争中的一个显著的资源禀赋优势就是劳动力资源丰富且成本低，宁波市的出口商品中劳动密集型占了较大的比重。巨大的国内市场潜力和廉价的劳动力，加之我国政治稳定，宁波作为一个面向世界的国际城市，对外商直接投资有着很大的吸引力。政府相关部门应贯彻实施国家计委对外资引导的规范， 结合宁波市的地区出口贸易特点，有选择性的接纳外资的流入，这将有助于今后宁波市在利用外资方面趋利避害，提高利用外资的绩效，使流入的外资对宁波市的经济发展呈现最大的效益。 数据选自宁波市 2008年国民经济和社会发展统计公报 戴志敏，罗希晨：我国外商投资与出口贸易关联度分析J 浙江大学学报 2006年11月第36卷第6期第67页 金山：外商直接投资与中国出口增长与结构变化J.改革与战略.2004年第1期.第82页 黄志勇：外商直接投资对我国出口贸易的影响分析J 国际投资与跨国经营.2004年第7期.第81页 钟慧中，骆林勇：外商直接投资对我国对外贸易方式影响的实证分析J.改革开放论坛.2003年第3期.第28页。参考文献1 周俊芝，陆宝群.FDI对我国出口增长以及出口商品结构影响的实证分析J.市场经纬 MARKET ,2008 ,：38-40.2 金山.外商直接投资与中国出口增长与结构变化J.改革与战略.2004,1 : 82-85.3 周靖祥，曹勤.FDI与出口贸易结构关系研究(1978-2005年)一基于DLM与TVP模型的检验J.数量经济技术经济研究，2007, (9):24-36.4 黄志勇外商直接投资对我国出口贸易的影响分析J 国际贸易问题，2004, (7): 81-84.张颗译.FDI与中国出口贸易增长方式的经脸介析J.探索，2006, (5): 79-82. 古广东中国企业对外直接投资对出口贸影响分析J 亚太经济，2008 , (1): 38-41.7 戴志敏，罗希晨.我国外商投资与出口贸易关联度分析J.浙江大学学报，2006, 36(6): 67-73.8 闰晓东，王伯仁外商直接投资对我国出口贸易影响的实证分析J 经济师，2007,：48-49.9 綦建红，王平.外商直接投资对农业进出口贸易的影响一基于19832004年中国数据的协整分析财经研究，2007, (2): 52-59.10 肖新成.FDI、进出口贸易与经济增长相互冲击的动态响应一基于江西省数据的分析J 中国管理信息化，2008, (7) : 68-71.11 欧阳志刚.外商直接投资与出口贸易关系J.特区经济，2006 ,：11-16.12 孙敬水，张蕾.基于PanelData模型的FDI与对外贸易关系实证研究J.国际贸易问题，,2007, (9):22-38.13 叶红玉.FDI促进浙江外贸发展的实证分析J.经济论坛，2007 , (5): 28-39.14 陈秀秀.FDI对浙江省经济发展影响的实证分析J.经济论坛，2008, (3) : 26-28.15 马嵘,黄瑞芬.基于青岛市FDI总量与对外贸易额的协整分析J.市场透视，2008, (3): 24-25.钟慧中，骆林勇.外商直接投资对我国对外贸易方式影响的实证分析J.改革开放论坛，2003, (3):28-32.16 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) : 22-26.17 杨晓明，朱芳.浙江省FDI来源及其对应出口贸易关系分析J.经济论坛，2008, (6): 47-52.18 Mun dell R A .In ternatio nal Trade and Factor Mobility J . American Econ omic Review , 1957, 47 (6): 321-335.19 Markus on J R and Seve nson L E . Trade in Goods and Factor with Intern ati onal Difference inTechno logyJ .In ternatio nal Econo mics Review , 1985, 26 (1): 175-192.20 Kishor Sharma . Export Growth in India: Has FDI Played a Role? J