1. 引言
中国是韩国第一大贸易伙伴，中韩自贸协定是中国与他国签署的涉及范围最广、水平最高的自由贸易协定，既包括货物贸易、服务贸易、双向投资、电子商务等11个领域。随着这份协定的实施，预计会有更多的投资项目落地生根，跨国贸易活动将更加频繁，从而进一步加强两国之间的经济联系。对于韩国来说，与中国的贸易往来将更为顺畅，有助于其经济结构的优化升级；而对中国而言，则意味着可以吸引更多的韩国投资，提升自身的产业竞争力。这样的合作模式不仅为双方创造了经济效益，更重要的是建立了长期稳定的合作基础，为未来的经济发展奠定了坚实的基石。
国际贸易对促进一个国家的经济发展发挥积极作用，而FDI也在一定程度上会促进一个国家的贸易增长。21世纪，全球经济一体化的趋势越来越强，并且成为了世界经济发展的必然趋势，其中对外直接投资是经济一体化的最快和最好的方式。韩国作为中国在东亚地区的重要贸易伙伴之一，与中国的贸易关系也日益紧密。自2015年中韩自由贸易协定生效以来，中韩之间的贸易往来呈现出持续增长的趋势。而外国直接投资作为一种重要的国际经济活动，在促进贸易流动、技术转移和产业升级方面发挥着重要作用。然而，目前对于FTA背景下外国直接投资对出口的影响机制以及具体效果的研究还相对较少，尤其是在中国与韩国贸易关系的背景下的研究更是缺乏。
本文主要研究在自由贸易协定背景下外国直接投资(FDI)对中国各省出口的影响，以中国与韩国之间的贸易关系为例进行深入分析。基于广泛的文献综述和理论基础，本研究收集了2012年至2022年中国各省对外投资的详细数据，构建了贸易与投资模型，并通过描述性统计、基准回归和异质性分析等计量方法，系统地验证了FDI对中韩进出口贸易额的实际影响。通过对投资现状的全面分析，本文识别了当前存在的主要问题，探索了各省对外直接投资效率的关键影响因素，并在此基础上提出了有针对性的对策建议，旨在优化中国在自贸协定框架下的投资战略，进一步促进中韩经贸合作的深化与发展。
2. 文献综述
2.1. 外国直接投资对国际贸易影响的研究
FDI在我国的经济发展中起着重要的作用。大量的经验研究也证实了FDI可以提高本国的出口需求，从而提高本国的出口。Alguacil和Orts [1]对西班牙的FDI和进口品进行了研究。研究发现，在我国的进口需求函数中，除了相对价格与内需具有显著性外，还表现出长期的FDI对进口的正向影响。Prasanna [2]利用回归分析法，发现FDI的流入对印度出口存在着明显的促进作用。Zhang [3]很多发展中国家对工业品的进口进行了限制，但允许这些部门接受外国直接投资，也就是通过将进口替代工业转化为出口增长。中国通过各种政策和低成本的劳动力引进了先进的外资技术，从而提高了对进口产品的可替换性。中国学者不仅从国家层面研究，而且以地区或省市为研究对象去研究。沈克华[4]利用中国1981~2001年度对外直接投资与出口总额的相关数据，对我国对外直接投资与对外直接投资的关系进行了研究。研究发现，外商直接投资对中国出口的增长起到了很大的推动作用，并呈现出不断增加的态势。梁瑞[5]利用1994~2003年中国各省的面板数据，考察了中国东、中、西三个区域对外直接投资的效应。实证分析表明，外商直接投资对中国东、西两个区域的出口有促进作用，其中以东部为最突出，中国中部则没有明显的拉动作用。周靖祥[6]利用1990~2005年间中国30个省、直辖市的出口和FDI的历年数据，利用该模型对其进行了实证分析。实证结果显示，中国30个省份的外商直接投资对其出口有明显的正向影响，这就是FDI对其产生了内生性的经济增长作用。对于改善贸易结构的影响，王洪庆和朱荣林[7]对FDI对中国出口商品的影响进行实证分析，协整分析显示FDI与出口商品结构存在协整关系，而格兰杰关系检验表明FDI的流入将使中国出口贸易结构得到优化。
2.2. 外国直接投资与出口关系研究
外国直接投资(FDI)对国际贸易的影响一直是经济学界关注的热点问题之一。Varblane和Ziacik[8]的研究表明，外国直接投资对爱沙尼亚企业的出口活动有着显著影响，为爱沙尼亚企业的国际市场扩展提供了新的动力。Selimi等人[9]的研究则聚焦于西巴尔干国家，发现外国直接投资对该地区的出口表现产生了显著影响，为西巴尔干国家参与全球贸易提供了新的视角。此外，张彩霞[10]的实证分析揭示了外商直接投资对中国农产品出口贸易结构的影响，为理解中国农产品出口变化提供了重要线索。而呙小明和黄森[11]的研究则聚焦于中国的地方经济，探讨了重庆对外直接投资对该地区出口贸易的影响，为地方政府制定经济政策提供了实证依据。李方智等人[12]利用BootstrapARDL检验探讨了能源消费、出口与外国直接投资之间的关系，为理解这些因素之间的动态关系提供了重要参考。陈兆源等人[13]对中国对外直接投资的趋势进行了展望，为未来研究提供了方向。柴庆春等人[14]的研究发现，中国对外直接投资的贸易效应存在着差异性，对东盟和欧盟的投资产生的影响有所不同。而林志帆[15]的研究则探讨了中国对外直接投资是否真正促进了出口，结果显示其对出口具有一定促进作用，但并非绝对。这些研究为我们提供了丰富的文献支持。
3. 对外直接投资对我国各省出口的现状
中韩自由贸易协定(FTA)是中国与韩国签署的重要双边贸易协定，旨在推动双方贸易和投资自由化，促进两国经济合作与发展。本文通过分析外商直接投资(FDI)对我国出口的影响，对当前状况进行了具体分析。
从图1，图2可见，中国对韩出口量呈持续上升趋势，实际吸收外资数额与出口增加值之间存在基本一致的关系。2019年，受全球疫情严重影响，外国直接投资(FDI)金额明显下滑，导致市场可用资本减少，进而影响对韩出口量。然而，中国对韩出口量下降速度相对缓慢，反映出中国出口商具有一定韧性和调整能力。2021年，随着全球疫情得到有效控制，各国经济逐渐复苏，中韩经贸往来明显增长。我国对韩国出口量显著提升，实际利用外资也有令人瞩目的增加。这一变化不仅反映两国经济合作的紧密程度，更凸显了中韩自由贸易协定的积极影响。该协定促进了双方贸易和投资便利化，为双方企业创造了更加稳定的贸易关系和更大的商业机会，有助于推动双边经济繁荣发展。
Figure 1. Actual utilized foreign capital amount, export amount (Unit: Hundred million US dollars)
图1. 实际利用外资金额、出口额(单位：亿美元)
Figure 2. FDI, export growth rate
图2. FDI、出口增长率
4. 对外直接投资对出口贸易的实证研究
4.1. 模型设定
本模型旨在探讨外国直接投资(FDI)对出口的影响，并考虑了其他可能影响出口的控制变量。具体模型设定如下：
其中，各变量下标
表示省份，
表示年份，
是截距，表示在其他自变量为零时，出口量的基础水平。这个模型旨在分析外国直接投资、总资产贡献率、人均GDP、人口数量等因素对中国各省出口的影响。模型中的因变量是各省的出口值，而自变量则包括外国直接投资、总资产贡献率、人均GDP和人口数量，以及误差项。
4.2. 变量定义及数据来源
本文选取2012年至2021年期年度数据，主要考虑中国FDI对韩中贸易的影响，因此被解释变量分别为韩国对中国出口量(EX)；解释变量为各省实际利用韩国外资(FDI)、各省生产总值(GDP)、各省的就业人数(POP)。如表1所示。
Table 1. Variable setting and data source
表1. 变量设置及数据来源
变量 |
数据 |
数据来源 |
单位 |
export |
中国对韩国出口量 |
各省统计年鉴 |
万美元 |
FDI |
各省实际利用韩国投资 |
各省统计年鉴 |
万美元 |
GDP |
各省生产总值 |
各省统计年鉴 |
亿元 |
POP |
各省生产总值 |
各省统计年鉴 |
万人 |
4.3. 中国对韩中出口额影响的实证分析
4.3.1. 描述性统计
Table 2. Descriptive statistics
表2. 描述性统计
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
VARIABLES |
N |
mean |
sd |
min |
max |
export |
220 |
449,528 |
655,920 |
1055 |
3.229e+06 |
FDI |
198 |
35,062 |
80,365 |
2 |
667,137 |
GDP |
220 |
29,999 |
24,224 |
2131 |
124,370 |
POP |
220 |
2671 |
1837 |
277 |
7072 |
如表2所示，本文样本涵盖了2012年到2021年的观测，共计220个样本。出口量的平均值显示出相当规模的国际贸易活动，出口量的平均值约为449,528，但标准差较大，为655,920，显示了出口量在不同年份之间波动较大，而外商直接投资的平均值则突显了外资对该地区经济的重要性。这些统计数据不仅揭示了该国经济的内在活力，而且还详细记录了其在不同领域内的波动。例如，通过观察出口量与外商直接投资的标准差可以洞察到经济活动的不平衡性和变化趋势。这种波动性的存在是由多种因素引起的，包括国内外市场条件、政策环境以及全球经济周期等。GDP的变动往往受到投资增长、消费模式转变和出口竞争力提升等因素的影响，而人口的增加或减少则可能由城市化进程、生育政策调整、移民现象或死亡率变化所驱动。
4.3.2. 相关性检验
根据表3相关性检验显示出口量与外商直接投资之间存在中等程度的正相关关系，这意味着随着外商直接投资的增加，出口量也会相应增加。同时，出口量与国内生产总值之间呈现出高度正相关关系，以及与人口之间呈现中等程度的正相关关系。这些结果表明，经济总量和人口规模的增长可能会促进出口的增长。
Table 3. Correlation test
表3. 相关性检验
ex |
fdi |
gdp |
pop |
|
ex |
1 |
|
|
|
fdi |
0.484*** |
1 |
|
|
gdp |
0.856*** |
0.521*** |
1 |
|
pop |
0.645*** |
0.419*** |
0.798*** |
1 |
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
4.3.3. 基准模型回归结果
Table 4. Analysis of OLS model regression results
表4. OLS模型回归结果分析
ex |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
fdi |
5.687*** (0.5474) |
0.830** (0.3920) |
0.744* (0.3806) |
0.061 (0.3443) |
gdp |
|
17.322*** (0.8511) |
23.421*** (1.8391) |
31.257*** (1.9044) |
pop |
|
|
−77.532*** (20.8950) |
−98.955*** (21.0470) |
cons |
No |
No |
No |
No |
year-FE |
No |
No |
No |
Yes |
id-FE |
No |
No |
No |
No |
Adj-R2 |
0.3506 |
0.7904 |
0.8032 |
0.8504 |
obs |
198 |
198 |
198 |
198 |
fdi |
5.687*** (0.5474) |
0.830** (0.3920) |
0.744* (0.3806) |
0.061 (0.3443) |
gdp |
|
17.322*** (0.8511) |
23.421*** (1.8391) |
31.257*** (1.9044) |
pop |
|
|
−77.532*** (20.8950) |
−98.955*** (21.0470) |
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
表4基准回归结果显示了不同自变量对出口量的影响，并提供了各自的系数估计值和标准误。首先，外商直接投资(FDI)系数达到了5.687，这一结果是相当显著的。具体来说，每引入一个新的外商直接投资(FDI)单位，会导致平均出口量上升5.687个单位，这意味着外商直接投资对出口的贡献是显著的；再者，国内生产总值(GDP)的系数高达17.322，这一数据同样显示出了显著的正向影响。这意味着国内生产总值的持续增长不仅促进了国内经济活动的繁荣，而且还直接推动了出口量的上升。随着国家经济实力的增强，对外交易的意愿和能力也随之提高，从而带动了更多商品走出国门，增加了全球市场上的可见度与竞争力。然而，人口(POP)系数为−77.532，呈现负向影响，表示人口规模的增加对出口量产生了负面影响。这可能是因为人口增加导致了市场需求的相对下降，从而抑制了出口的增长。随着居民人数的增多和市场规模的扩大，消费者对于商品和服务的需求相对减少，导致市场需求呈现出相对下降的态势。在这种情况下，企业为了满足不断增长的人口而不得不投入更多资源来生产和销售产品，但由于消费者需求的缩减，这些额外的生产能力往往无法转化为出口增长的动力模型的变化主要体现在R-squared值和调整后R-squared值的变化上，从第一个模型到最后一个模型，这些值逐渐增加，说明随着模型的增加，模型对解释因变量变异性的能力也在增强。另外，模型还考虑了个体和时间的固定效应，以控制个体间的异质性和时间趋势对模型的影响，提高了模型的可信度和准确性。
4.3.4. 异质性分析
根据表5~7的回归结果显示，我们将对东部、中部和西部地区的模型进行异质性分析，以探讨不同地区在外商直接投资(FDI)、国内生产总值(GDP)和人口(POP)对出口量(EX)的影响上是否存在异质性。
Table 5. Analysis of OLS model regression results for the eastern region
表5. 东部OLS模型回归结果分析
ex |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
fdi |
5.767*** (0.8342) |
−0.390 (0.4324) |
−0.562 (0.4088) |
−0.722* (0.4121) |
−1.489*** (0.3187) |
gdp |
|
22.486*** (1.0263) |
14.932*** (2.3263) |
21.260*** (3.2007) |
14.916*** (2.1761) |
pop |
|
|
115.311*** (32.3263) |
72.241* (38.0964) |
198.797*** (39.3230) |
cons |
No |
No |
No |
No |
No |
year-FE |
No |
No |
No |
Yes |
No |
id-FE |
No |
No |
No |
No |
Yes |
Adj-R2 |
0.3446 |
0.8983 |
0.9104 |
0.9254 |
0.9566 |
obs |
89 |
89 |
89 |
89 |
89 |
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
1) 东部地区：表5显示，外商直接投资(FDI)对出口量(EX)的影响呈现不稳定性。无控制变量时，FDI系数为5.767且显著；但引入GDP和人口作为控制变量后，FDI系数转为负值，在模型3和模型4中不再显著。东部地区经济表现相对不突出，可能源于其采用了内向型开放策略，即重心从外部市场转向内部市场建设。此策略旨在降低对国际市场和对外贸易的依赖，使区域能更好地控制发展节奏与方向，减轻外部环境波动的影响。这种转变不仅缓解了外部不确定性，还促进了区域内企业创新能力和竞争力提升，降低了FDI对出口增长的影响力，因为本土企业获得了更稳定的发展环境。东部地区通过强化内部市场和提升本地产业能力，正逐步形成更具韧性和活力的区域经济体系。
2) 中部地区：表6数据表明，FDI对EX的系数在各模型中均为正值且显著，证实中部地区外商直接投资对出口量具有稳定的正向影响。值得注意的是，模型3中人口(POP)系数为负且不显著。尽管中部地区人口基数庞大，但这一因素并未直接转化为出口增长动力。相反，技术进步和政策优化对贸易的影响更为显著。这表明，相比于人口因素，外部条件在推动出口方面发挥了更重要作用。此现象可能是因为中部企业已适应当地生产环境，形成了产业集聚效应，使外部资本和劳动力投入未能迅速转化为出口增长。这一结果为理解中部区域经济增长机制提供了新视角，同时指出了未来经济发展策略中需要考虑的关键因素。
Table 6. Analysis of OLS model regression results for the central region
表6. 中部OLS模型回归结果分析
ex |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
fdi |
4.303*** (0.5588) |
2.722*** (0.4621) |
2.781*** (0.4633) |
2.881*** (0.4382) |
0.675*** (00.1581) |
gdp |
|
4.330*** (0.5549) |
6.406*** (1.8136) |
5.157 (3.2503) |
4.251*** (0.5395) |
pop |
|
|
−18.619 (15.4919) |
−30.535 (24.1536) |
−12.276** (5.0331) |
cons |
No |
No |
No |
No |
No |
year-FE |
No |
No |
No |
Yes |
No |
id-FE |
No |
No |
No |
No |
Yes |
Adj-R2 |
0.4374 |
0.6891 |
0.6910 |
0.6908 |
0.9752 |
obs |
75 |
75 |
75 |
75 |
75 |
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
Table 7. Analysis of OLS model regression results for the western region
表7. 西部OLS模型回归结果分析
ex |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
fdi |
7.615*** (0.9680) |
5.086*** (0.8083) |
4.601*** (0.7711) |
4.3873*** (0.8312) |
2.831*** (0.6012) |
gdp |
|
3.645*** (0.6229) |
6.759*** (1.3536) |
10.247*** (2.0057) |
5.494*** (1.3565) |
pop |
|
|
−28.908*** (11.3754) |
−46.474*** (13.4841) |
20.864 (16.9177) |
cons |
No |
No |
No |
No |
No |
year-FE |
No |
No |
No |
Yes |
No |
id-FE |
No |
No |
No |
No |
Yes |
Adj-R2 |
0.6471 |
0.8215 |
0.8475 |
0.8712 |
0.9287 |
obs |
34 |
34 |
34 |
34 |
34 |
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
3) 西部地区：表7显示，FDI对EX的系数在所有模型中均为正值且显著，表明西部地区外商直接投资对出口量有稳定显著的影响。同时，GDP和人口系数也呈正向且显著关系，说明经济规模和人口规模增长对出口量提升具有重要作用。当地区经济体量扩张、人口规模增大时，对外出口商品总量相应增长。这些发现为理解西部地区外贸发展提供了重要参考，并指明了该地区在吸引外资和推动出口增长方面的战略方向。西部地区应加强国际合作关系以拓展市场和资源渠道，同时扩大内需，通过增强国内市场活力提升其在全球供应链中的地位，从而更好地融入全球价值链，提高国际贸易占比，增强出口商品竞争优势。
5. 结论与建议
5.1. 结论
5.1.1. FDI对中国各省出口量的显著影响
中韩自由贸易区于2015年12月签订，深化了两国贸易投资领域的合作。据海关总署数据显示，韩国“新北方政策”与中国“一带一路”倡议对接后，2021年中国对韩出口额达1485.07亿美元，投资规模逐年攀升。随着外国直接投资(FDI)的持续流入，中国各省依托各自产业优势和技术能力，正扩大其国际市场出口量，呈现持续增长态势。数据分析表明，FDI规模与各省出口量之间存在显著正相关关系，这种统计学意义上的相关性表明外商投资对出口增长的推动作用不容忽视。由此可见，外商直接投资的增加能刺激本地企业加大生产和出口力度，从而推动国家整体对外贸易活动。
5.1.2. 不同省份受FDI影响程度的差异
在考察FDI对中国各省出口活动的影响时，明显发现不同地区受到的影响程度存在差异，尤其是东部地区表现最为突出。这主要归因于东部地区采取了对内开放的策略，旨在减少对外部资本和市场的依赖，同时促进内部产业结构优化升级。通过这一战略布局，东部省份成功维持了其国际贸易竞争地位，保持了与其他省份在出口方面的差异化。相比之下，中西部地区由于较早融入全球供应链体系，受外来资本影响更为明显，因此在出口增长上往往受到更大程度影响。政策层面的调整与优化，特别是在中西部地区实施的政策变化，为该地区发展注入了新动力，提高了当地居民生活水平，促进了社会经济全面进步。
5.2. 政策建议
5.2.1. 完善外资引导政策，优化区域发展格局
FDI对我国出口增长具有显著促进作用，应在国家层面统筹制定差异化的外资引导政策，以适应不同地区的产业发展基础和资源禀赋。东部地区在制度建设、市场化程度等方面相对成熟，建议进一步推动制度型开放，优化外资准入条件，提升审批效率和政策可预期性，从而吸引高附加值、高技术含量的外资项目。相较而言，中西部地区尚处于产业结构升级和营商环境优化的关键阶段，应在基础设施建设、产业配套能力提升以及招商引资政策的精准化上下功夫，强化与外资企业的对接机制，推动形成区域间合理分工与协同合作的新格局，提升整体出口能力与国际竞争力。
5.2.2. 强化科技创新，推动产业结构转型升级
中韩自由贸易协定的实施不仅拓宽了双边贸易合作的空间，也对中方产业结构和技术水平提出更高要求。为提升中国在全球价值链中的地位，应加快科技成果的转化应用，推动关键核心技术自主可控，特别是在劳动密集型传统产业中通过智能化改造实现效率跃升。同时，应支持新能源、数字创意等战略性新兴产业发展，提升高技术产品的出口比重。政府层面可通过财税激励、人才引进与研发资助等多维度政策支持本土企业技术积累与海外布局，增强其在国际市场中的品牌影响力和议价能力。
5.2.3. 加强区域协调与国际合作，构建开放型经济新格局
为更好应对区域间发展不均与国际经济形势变化，应从基础设施互联互通与制度性开放两个维度入手，系统推进开放型经济新体制建设。一方面，加快推进跨区域交通与物流体系建设，提高货物流转效率，降低贸易成本，推动产业链上下游高效协同；另一方面，深化与韩国等主要经贸伙伴的机制性合作，通过双边自贸协议升级、投资便利化协定落实等形式，提升双边经济合作的稳定性与可持续性。