我國外商直接投資流入和國際貿(mào)易關(guān)系實證檢驗

田文舉+賈天明

內(nèi)容摘要：本文運用協(xié)整檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)，對我國在1992—2011年期間外商直接投資流入（IFDI）和進出口貿(mào)易之間的長期動態(tài)關(guān)系進行了動態(tài)研究。分析結(jié)果表明，外商直接投資流入對我國進口貿(mào)易產(chǎn)生負向影響，但是隨著時間的推移會逐漸轉(zhuǎn)為正向影響；對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，雖有明顯的波動性但是正向影響效果明顯。最后，文章在以上分析基礎(chǔ)上提出相應(yīng)政策建議。

關(guān)鍵詞：IFDI 進出口貿(mào)易數(shù)量和結(jié)構(gòu) 協(xié)整檢驗

文獻回顧

自1992年起，流入中國的國家直接投資呈現(xiàn)明顯的持續(xù)增長態(tài)勢，聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議（貿(mào)發(fā)會議）于2012年發(fā)布的《全球投資趨勢預(yù)測》指出，中國繼2003年之后再次超過美國成為全球最大外國直接投資流入（inflowing foreign direct investment，IFDI）的目的地。與此同時，中國國際貿(mào)易也有迅速發(fā)展，兩者之間具有明顯的同步性和相關(guān)性，這引起學(xué)者們對兩者關(guān)系的探索。本文擬以“長期”作為時間跨度對中國的國際貿(mào)易和IFDI兩者之間的關(guān)系進行重新檢驗，研究國際貿(mào)易和IFDI在長期內(nèi)存在怎樣的相互關(guān)系；如果兩者之間存在顯著的一體化關(guān)系，這種關(guān)系體現(xiàn)在哪些方面。

關(guān)于IFDI與國際貿(mào)易關(guān)系的研究主要存在三種觀點，第一種觀點認為IFDI與國際投資之間具有替代性，第二種觀點認為兩者之間存在互補性，第三種觀點認為兩者之間相互融合。蒙代爾（Mundell，1957）最早提出貿(mào)易與投資存在相互替代的理論，運用簡單的兩個國家、兩種產(chǎn)品和兩種生產(chǎn)要素的標準國際貿(mào)易模型，假設(shè)存在國際貿(mào)易壁壘，廠商始終沿著特定的軌跡（即所謂的Rybczynski線）實施對外直接投資，得出的結(jié)論是：對外直接投資能夠在相對最佳的效率或最低生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)換成本的基礎(chǔ)上，實現(xiàn)對商品貿(mào)易的完全替代，而如果兩個國家的要素稟賦和技術(shù)水平相接近時，這種替代效應(yīng)會尤為明顯。關(guān)于IFDI與國際貿(mào)易關(guān)系之間存在互補性的理論，最有影響力的是日本學(xué)者小島清（1987）針對蒙代爾貿(mào)易與投資替代模型，提出的IFDI與國際貿(mào)易之間存在互補效應(yīng)的小島清模型，小島清認為IFDI與國際貿(mào)易存在互補性，IFDI可以在母國與東道國之間創(chuàng)造出新的貿(mào)易機會，從而會使兩個國家間的貿(mào)易規(guī)模變大，擴大國際貿(mào)易的規(guī)模總量。國內(nèi)方面，邱斌（2006）對外資企業(yè)和全國整體狀況分別進行了分析，結(jié)果表明外資企業(yè)的國際貿(mào)易與IFDI之間存在長期穩(wěn)定的相互促進關(guān)系；鐘曉君（2009）運用基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解法，對我國FDI與進出口貿(mào)易之間的動態(tài)關(guān)系進行了動態(tài)研究，認為IFDI對我國進出口貿(mào)易具有長期的促進作用。IFDI與國際貿(mào)易具有相互融合關(guān)系，最早見于Patrie（1994）的研究，他根據(jù)激發(fā)直接投資的動機不同，將直接投資劃分為三類：市場導(dǎo)向型直接投資、生產(chǎn)導(dǎo)向型直接投資、貿(mào)易促進型直接投資，其中市場導(dǎo)向型直接投資可能可以替代貿(mào)易，而其他兩類可以促進國際貿(mào)易的開展，激發(fā)直接投資的動機不同，貿(mào)易與投資的關(guān)系也不同。

上述理論從不同角度分析了IFDI與國際貿(mào)易的不同關(guān)系，具有非常重要的理論價值。但是現(xiàn)有研究實際上大多存在四點不足：

第一，只是對國際貿(mào)易和IFDI短期關(guān)系進行考察，未能將兩者之間的關(guān)系置于“長期”內(nèi)進行探索，國際貿(mào)易和IFDI能否在一個較長時期內(nèi)構(gòu)成“貿(mào)易投資一體化”的關(guān)系不得而知；第二，關(guān)于IFDI對國際貿(mào)易的影響分析大多采用了當(dāng)年的流量數(shù)據(jù)，忽略了前期（t）IFDI對以后各期 （ t + 1，t + 2，…）國際貿(mào)易的持續(xù)影響，從而由此而產(chǎn)生的IFDI的存量數(shù)據(jù)對國際貿(mào)易的影響未能反映在模型之中；第三，現(xiàn)有文獻中，對新息沖擊所導(dǎo)致的內(nèi)生變量的目前值和未來值影響未做預(yù)測；第四，貿(mào)易投資的“一體化”不僅僅體現(xiàn)在國際貿(mào)易的數(shù)量和IFDI的數(shù)量關(guān)系上，而且還體現(xiàn)在國際貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和IFDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系上，但現(xiàn)有的研究均未對此做深入的分析?；谝陨涎芯康牟蛔愫腿毕荩恼聰M將IFDI與國際貿(mào)易置于一個系統(tǒng)中，研究兩者之間的長期關(guān)系，以協(xié)整理論為基礎(chǔ)進行建模，選取中國西部地區(qū)1992-2011年實際利用外國直接投資額、進出口貿(mào)易額作為相關(guān)數(shù)據(jù)，予以實證檢驗。

研究方法與數(shù)據(jù)

為了研究國際貿(mào)易與IFDI之間的長期關(guān)系，本文以協(xié)整理論為基礎(chǔ)進行建模，采取傳統(tǒng)計量經(jīng)濟學(xué)方法，首先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗。在此基礎(chǔ)上，進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和動態(tài)測算。實證分析方法以協(xié)整檢驗為基礎(chǔ)，說明變量之間是否存在一種長期均衡關(guān)系；之后，IFDI的單位變化如何通過其內(nèi)在聯(lián)系引起對整個系統(tǒng)的擾動，以及各變量對這些擾動的綜合反應(yīng)，建立VAR模型對LnIFDI、LnEX、LnIM之間的關(guān)系作脈沖響應(yīng)分析，并最終確定各變量之間的長期關(guān)系。

文章選取1992-2011為樣本數(shù)據(jù)，以中國實際利用外商直接投資額及該地區(qū)進出口貿(mào)易額作為實證檢驗對象，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。令PIFDI、SIFDI、EX、IM、（IM+EX）P、L（IM+EX）S分別代表全國外商直接投資流入、第一產(chǎn)業(yè)的FDI、第二產(chǎn)業(yè)的FDI、第一產(chǎn)業(yè)進出口、第二產(chǎn)業(yè)進出口、全國出口貿(mào)易和全國進口貿(mào)易額，為盡可能消除時間序列對模型的影響，對變量取對數(shù)值，取對數(shù)值后的變量為LnPIFDI、LnSIFDI、Ln（IM+EX）P、Ln（IM+EX）S 。

實證分析結(jié)果

文章在進行全國總進口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析前，借助于計量軟件Eviews6.0對數(shù)據(jù)進行分析，單位根檢驗得出LnIFDI、LnIM、LnEX、LnPIFDI、LnSIFDI、Ln（IM+EX）P、Ln（IM+EX）S一階差分序列都是平穩(wěn)序列，并且取得一階單整，符合協(xié)整檢驗的條件；通過檢驗發(fā)現(xiàn)IFDI和出口是相關(guān)影響的，二者具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系，第二產(chǎn)業(yè)國際貿(mào)易是引起第二產(chǎn)業(yè)IFDI的原因。endprint

（一）全國總進口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進口、出口、IFDI均是（1）序列，符合協(xié)整檢驗前提，可進行協(xié)整檢驗。

首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR模型，對序列進行VAR模型估計，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表1所示。

由表1可知，有4個準則選出來的滯后階數(shù)為2階，只有一個準則選出來的滯后階數(shù)是1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為2階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)為1階。

（二） Johansen協(xié)整檢驗

考慮LTIFDI、LTIM、LTEX是否存在協(xié)整關(guān)系，進行Johansen協(xié)整檢驗，得到協(xié)整檢驗的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，三個原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗表明在0.05顯著水平下只有三個協(xié)整關(guān)系。

考慮到實際意義，本文選擇第一個協(xié)整關(guān)系進行分析，建立向量誤差修正模型，對向量誤差修正模型進行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，外商直接投資對其自身的一個標準差擾動具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就是正效應(yīng)，并在第二期達到最大值0.271610，之后逐期遞減，正效應(yīng)減弱。LnIM對LnIFDI的一個標準差沖擊在第一期為0，在第四期負向影響最大，為-0.111505，之后負向影響逐漸減弱，并在第十期出現(xiàn)了正向效應(yīng)，說明外商直接投資對我國進口貿(mào)易的影響開始階段是負向影響，隨著時間的推移會逐漸轉(zhuǎn)為正向影響。LnEX對LnIFDI的一個標準差沖擊呈現(xiàn)先上升后下降的正向效應(yīng)趨勢，且正向效果明顯，表明外商直接投資對出口貿(mào)易有正向推動作用。

結(jié)論與研究展望

本文在前人理論和實證的基礎(chǔ)上，運用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對我國1992年以來外商直接投資流入和進出口貿(mào)易之間的長期關(guān)系進行分析研究。經(jīng)以上分析，可以得出以下結(jié)論和政策建議。

由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對中國的進口貿(mào)易為負效應(yīng)，但負效應(yīng)呈逐期遞減趨勢。這表明外商直接投資短期內(nèi)不利于我國進口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于以下兩個方面：一方面我國出口的是處于價值鏈低端的勞動力密集型產(chǎn)品，進口的是處于價值鏈高端的技術(shù)密集型產(chǎn)品，引進外資和先進的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗使一些原本需要進口的技術(shù)密集型產(chǎn)品現(xiàn)在可以由國內(nèi)企業(yè)進行生產(chǎn)，因此產(chǎn)生了替代作用即進口減少；另一方面可能是受國內(nèi)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響，引進外資之前由于缺少資本導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小、成本較高，一些本國可以生產(chǎn)的產(chǎn)品由于成本而采取進口，而外資進入以后企業(yè)資本充足可以大規(guī)模生產(chǎn)，從而導(dǎo)致這些原本需要進口的產(chǎn)品由國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，進口減少。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡可以看到，IFDI對中國的出口貿(mào)易有著長期平穩(wěn)的正向效應(yīng)，即外資的流入促進了東部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展。原因可歸于以下兩個方面：一方面，相比國內(nèi)企業(yè)，外資企業(yè)更了解國際市場動態(tài)，加之擁有更先進的科學(xué)技術(shù)和現(xiàn)代化營銷手段，單位時間內(nèi)生產(chǎn)出更多且質(zhì)量更高的產(chǎn)品，使其產(chǎn)品在國際市場上更有競爭力，增大了在華外資企業(yè)產(chǎn)品的國際市場占有量和產(chǎn)品出口。另一方面，東部地區(qū)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在外資企業(yè)的沖擊下增強了競爭意識和危機意識，不斷提高自身的勞動生產(chǎn)率以及自主創(chuàng)新能力，并且通過外資企業(yè)的技術(shù)外溢和知識轉(zhuǎn)移獲得先進技術(shù)和管理理念，促進了企業(yè)競爭力的提高和國際知名度的上升，從而擴大了出口。

因此我們應(yīng)該進一步為外資提供良好的投資環(huán)境，制定吸引外商投資的政策法規(guī)，利用IFDI促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級。

參考文獻

1.Mudell.R.A.，International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，47，1957

2.[日]小島清.對外貿(mào)易論[M].南開大學(xué)出版社，1987

3.A.Patrie.The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade[J].TransnationalCooperation，DEC，1994

4.邱斌，唐保慶，孫少勤.對中國國際貿(mào)易與FDI相互關(guān)系的重新檢驗[J].南開經(jīng)濟研究，2006（4）

5.鐘曉君.外國直接投資與我國進出口貿(mào)易關(guān)系研究—基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析[J].統(tǒng)計教育，2009（6）

6.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實例[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint

（一）全國總進口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進口、出口、IFDI均是（1）序列，符合協(xié)整檢驗前提，可進行協(xié)整檢驗。

首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR模型，對序列進行VAR模型估計，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表1所示。

由表1可知，有4個準則選出來的滯后階數(shù)為2階，只有一個準則選出來的滯后階數(shù)是1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為2階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)為1階。

（二） Johansen協(xié)整檢驗

考慮LTIFDI、LTIM、LTEX是否存在協(xié)整關(guān)系，進行Johansen協(xié)整檢驗，得到協(xié)整檢驗的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，三個原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗表明在0.05顯著水平下只有三個協(xié)整關(guān)系。

考慮到實際意義，本文選擇第一個協(xié)整關(guān)系進行分析，建立向量誤差修正模型，對向量誤差修正模型進行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，外商直接投資對其自身的一個標準差擾動具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就是正效應(yīng)，并在第二期達到最大值0.271610，之后逐期遞減，正效應(yīng)減弱。LnIM對LnIFDI的一個標準差沖擊在第一期為0，在第四期負向影響最大，為-0.111505，之后負向影響逐漸減弱，并在第十期出現(xiàn)了正向效應(yīng)，說明外商直接投資對我國進口貿(mào)易的影響開始階段是負向影響，隨著時間的推移會逐漸轉(zhuǎn)為正向影響。LnEX對LnIFDI的一個標準差沖擊呈現(xiàn)先上升后下降的正向效應(yīng)趨勢，且正向效果明顯，表明外商直接投資對出口貿(mào)易有正向推動作用。

結(jié)論與研究展望

本文在前人理論和實證的基礎(chǔ)上，運用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對我國1992年以來外商直接投資流入和進出口貿(mào)易之間的長期關(guān)系進行分析研究。經(jīng)以上分析，可以得出以下結(jié)論和政策建議。

由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對中國的進口貿(mào)易為負效應(yīng)，但負效應(yīng)呈逐期遞減趨勢。這表明外商直接投資短期內(nèi)不利于我國進口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于以下兩個方面：一方面我國出口的是處于價值鏈低端的勞動力密集型產(chǎn)品，進口的是處于價值鏈高端的技術(shù)密集型產(chǎn)品，引進外資和先進的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗使一些原本需要進口的技術(shù)密集型產(chǎn)品現(xiàn)在可以由國內(nèi)企業(yè)進行生產(chǎn)，因此產(chǎn)生了替代作用即進口減少；另一方面可能是受國內(nèi)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響，引進外資之前由于缺少資本導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小、成本較高，一些本國可以生產(chǎn)的產(chǎn)品由于成本而采取進口，而外資進入以后企業(yè)資本充足可以大規(guī)模生產(chǎn)，從而導(dǎo)致這些原本需要進口的產(chǎn)品由國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，進口減少。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡可以看到，IFDI對中國的出口貿(mào)易有著長期平穩(wěn)的正向效應(yīng)，即外資的流入促進了東部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展。原因可歸于以下兩個方面：一方面，相比國內(nèi)企業(yè)，外資企業(yè)更了解國際市場動態(tài)，加之擁有更先進的科學(xué)技術(shù)和現(xiàn)代化營銷手段，單位時間內(nèi)生產(chǎn)出更多且質(zhì)量更高的產(chǎn)品，使其產(chǎn)品在國際市場上更有競爭力，增大了在華外資企業(yè)產(chǎn)品的國際市場占有量和產(chǎn)品出口。另一方面，東部地區(qū)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在外資企業(yè)的沖擊下增強了競爭意識和危機意識，不斷提高自身的勞動生產(chǎn)率以及自主創(chuàng)新能力，并且通過外資企業(yè)的技術(shù)外溢和知識轉(zhuǎn)移獲得先進技術(shù)和管理理念，促進了企業(yè)競爭力的提高和國際知名度的上升，從而擴大了出口。

因此我們應(yīng)該進一步為外資提供良好的投資環(huán)境，制定吸引外商投資的政策法規(guī)，利用IFDI促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級。

參考文獻

1.Mudell.R.A.，International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，47，1957

2.[日]小島清.對外貿(mào)易論[M].南開大學(xué)出版社，1987

3.A.Patrie.The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade[J].TransnationalCooperation，DEC，1994

4.邱斌，唐保慶，孫少勤.對中國國際貿(mào)易與FDI相互關(guān)系的重新檢驗[J].南開經(jīng)濟研究，2006（4）

5.鐘曉君.外國直接投資與我國進出口貿(mào)易關(guān)系研究—基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法分析[J].統(tǒng)計教育，2009（6）

6.高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實例[M].清華大學(xué)出版社，2006endprint

（一）全國總進口、總出口、IFDI三者之間的脈沖響應(yīng)分析

已知進口、出口、IFDI均是（1）序列，符合協(xié)整檢驗前提，可進行協(xié)整檢驗。

首先確定最大滯后階數(shù)，建立三者的VAR模型，對序列進行VAR模型估計，選擇最大滯后階數(shù)為3，得到滯后階數(shù)判斷結(jié)果如表1所示。

由表1可知，有4個準則選出來的滯后階數(shù)為2階，只有一個準則選出來的滯后階數(shù)是1階，因此VAR模型的滯后階數(shù)應(yīng)定義為2階。

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，得到Johansen協(xié)整檢驗和VEC模型的滯后階數(shù)為1階。

（二） Johansen協(xié)整檢驗

考慮LTIFDI、LTIM、LTEX是否存在協(xié)整關(guān)系，進行Johansen協(xié)整檢驗，得到協(xié)整檢驗的結(jié)果如表2所示。

由表2可知，三個原假設(shè)被拒絕，Johansen協(xié)整檢驗表明在0.05顯著水平下只有三個協(xié)整關(guān)系。

考慮到實際意義，本文選擇第一個協(xié)整關(guān)系進行分析，建立向量誤差修正模型，對向量誤差修正模型進行脈沖響應(yīng)分析，脈沖響應(yīng)分析結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，外商直接投資對其自身的一個標準差擾動具有明顯的正效應(yīng)，并且從第一期開始就是正效應(yīng)，并在第二期達到最大值0.271610，之后逐期遞減，正效應(yīng)減弱。LnIM對LnIFDI的一個標準差沖擊在第一期為0，在第四期負向影響最大，為-0.111505，之后負向影響逐漸減弱，并在第十期出現(xiàn)了正向效應(yīng)，說明外商直接投資對我國進口貿(mào)易的影響開始階段是負向影響，隨著時間的推移會逐漸轉(zhuǎn)為正向影響。LnEX對LnIFDI的一個標準差沖擊呈現(xiàn)先上升后下降的正向效應(yīng)趨勢，且正向效果明顯，表明外商直接投資對出口貿(mào)易有正向推動作用。

結(jié)論與研究展望

本文在前人理論和實證的基礎(chǔ)上，運用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對我國1992年以來外商直接投資流入和進出口貿(mào)易之間的長期關(guān)系進行分析研究。經(jīng)以上分析，可以得出以下結(jié)論和政策建議。

由脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可知，IFDI對中國的進口貿(mào)易為負效應(yīng)，但負效應(yīng)呈逐期遞減趨勢。這表明外商直接投資短期內(nèi)不利于我國進口貿(mào)易的發(fā)展，原因可歸于以下兩個方面：一方面我國出口的是處于價值鏈低端的勞動力密集型產(chǎn)品，進口的是處于價值鏈高端的技術(shù)密集型產(chǎn)品，引進外資和先進的生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗使一些原本需要進口的技術(shù)密集型產(chǎn)品現(xiàn)在可以由國內(nèi)企業(yè)進行生產(chǎn)，因此產(chǎn)生了替代作用即進口減少；另一方面可能是受國內(nèi)企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的影響，引進外資之前由于缺少資本導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較小、成本較高，一些本國可以生產(chǎn)的產(chǎn)品由于成本而采取進口，而外資進入以后企業(yè)資本充足可以大規(guī)模生產(chǎn)，從而導(dǎo)致這些原本需要進口的產(chǎn)品由國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，進口減少。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡可以看到，IFDI對中國的出口貿(mào)易有著長期平穩(wěn)的正向效應(yīng)，即外資的流入促進了東部地區(qū)出口貿(mào)易的發(fā)展。原因可歸于以下兩個方面：一方面，相比國內(nèi)企業(yè)，外資企業(yè)更了解國際市場動態(tài)，加之擁有更先進的科學(xué)技術(shù)和現(xiàn)代化營銷手段，單位時間內(nèi)生產(chǎn)出更多且質(zhì)量更高的產(chǎn)品，使其產(chǎn)品在國際市場上更有競爭力，增大了在華外資企業(yè)產(chǎn)品的國際市場占有量和產(chǎn)品出口。另一方面，東部地區(qū)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)在外資企業(yè)的沖擊下增強了競爭意識和危機意識，不斷提高自身的勞動生產(chǎn)率以及自主創(chuàng)新能力，并且通過外資企業(yè)的技術(shù)外溢和知識轉(zhuǎn)移獲得先進技術(shù)和管理理念，促進了企業(yè)競爭力的提高和國際知名度的上升，從而擴大了出口。

因此我們應(yīng)該進一步為外資提供良好的投資環(huán)境，制定吸引外商投資的政策法規(guī)，利用IFDI促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和進出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級。

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