中國對外直接投資的出口效應：一個(gè)實(shí)證分析

[內容提要]近年來(lái)我國對外直接投資的增長(cháng)很快，對于其效應的研究可以更好地發(fā)揮對外直接投資在促進(jìn)經(jīng)濟發(fā)展中的作用。本文在對相關(guān)文獻進(jìn)行梳理的基礎上，運用回歸技術(shù)對1990--2005年間中國對外直接投資的出口規模和出口結構效應進(jìn)行了實(shí)證分析。結果表明：對外直接投資不僅促進(jìn)了出口的增長(cháng)，還促進(jìn)了出口結構的優(yōu)化。此外還得到了中國的出口是適應型的而非主動(dòng)推進(jìn)型的，以及出口結構的優(yōu)化主要得益于自身經(jīng)濟發(fā)展的結論，并進(jìn)而給出相應的政策建議。 　　[關(guān)鍵詞]對外直接投資，出口規模，出口結構　　經(jīng)濟全球化的兩重性越來(lái)越得到人們的高度重視：一方面，經(jīng)濟資源和生產(chǎn)要素的跨國流動(dòng)有助于提高生產(chǎn)力；另一方面，經(jīng)濟全球化也是發(fā)達國家經(jīng)濟殖民化和南北兩極分化加劇的過(guò)程。但是，經(jīng)濟全球化是當今世界發(fā)展的顯著(zhù)特征和必然趨勢，在全球化的大背景下，一個(gè)國家離開(kāi)全球化是不可能的，尤其是作為第三大外貿國，第四大 CDP國的中國，與其被動(dòng)地、消極地適應全球化，不如理性地、積極地參與全球化。而對外直接投資正是中國參與經(jīng)濟全球化的理性、積極之舉，也是“走出去”經(jīng)濟戰略的核心內容�！　�國際直接投資有外國直接投資(inward FDI)和對外直接投資(outward FDI)之分，前者研究外資的流入，后者研究外資的流出。無(wú)論是從總量還是相對量來(lái)看，我國的對外直接投資都要遠遠落后于外國直接投資，因此理論和實(shí)證研究的重點(diǎn)是外國直接投資。但是隨著(zhù)對外開(kāi)放的不斷深化，我國的對外直接投資規模進(jìn)一步擴大，對外直接投資在經(jīng)濟發(fā)展中的作用不斷體現，對于對外直接投資的研究也逐漸深入并日益成為國際投資領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。而探討我國對外直接投資的貿易效應，有助于更好地發(fā)展我國的對外貿易和對外直接投資�！　∥墨I回顧和問(wèn)題的提出　　國際直接投資和國際貿易是一國融入全球化的主要渠道，也是企業(yè)國際化經(jīng)營(yíng)的兩種重要模式。國際直接投資與國際貿易的聯(lián)系極為密切，兩者之間的關(guān)系自20世紀60年代以來(lái)一直是研究和爭論的焦點(diǎn)。站在母國的角度來(lái)看，對外直接投資的貿易效應主要有替代和互補兩種，即對外直接投資可能減少(替代)母國的貿易，也可能增加(互補)母國的貿易。但是正如Helmberger和Schmitz(1970)所指出的那樣，對外直接投資和貿易之間究竟是互補還是替代關(guān)系其實(shí)是一個(gè)實(shí)證問(wèn)題而非理論問(wèn)題。國內外的學(xué)者在這一領(lǐng)域進(jìn)行了廣泛深入的實(shí)證研究，成果極為豐富�！　�從國外的研究結果來(lái)看，主要的結論有三類(lèi)：一類(lèi)支持替代關(guān)系，一類(lèi)支持互補關(guān)系，還有一類(lèi)認為結果不確定�！　≡趯τ谥袊鴨�(wèn)題的研究上，關(guān)于國際直接投資貿易效應的研究主要側重于在華的外國直接投資對于我國進(jìn)出口的影響，在對外直接投資與我國對外貿易關(guān)系的實(shí)證研究方面，蔡銳和劉泉 (2004)、張如慶(2005)、項本武(2005)[3)、陳石清(2006)等運用我國不同階段的貿易和投資數據，也進(jìn)行了一些實(shí)證研究�！　【C合國內外的研究成果，我們可以發(fā)現，國外的實(shí)證研究多以發(fā)達國家或地區為研究對象，國內的實(shí)證研究尚處于起步階段，實(shí)證研究的結果與國外學(xué)者的研究差異很大，這可能是由于中國屬于發(fā)展中大國，對外直接投資的發(fā)展相對較弱，學(xué)者們考察的時(shí)間跨度也有所不同的緣故，因此，中國對外直接投資的貿易效應還需要作進(jìn)一步的驗證�！　〈送�，對外直接投資的貿易效應不僅僅體現在對外直接投資對于進(jìn)出口規模的影響上，還體現在對外直接投資對于進(jìn)出口貿易結構的影響上，雖然國外的研究重點(diǎn)是對外直接投資對于進(jìn)出口規模的影響，但中國是一個(gè)發(fā)展中的貿易大國，其對外直接投資不僅應當有利于繞開(kāi)貿易壁壘，尋求原材料供應和改善管理技能，還應當有利于產(chǎn)業(yè)結構、貿易結構的優(yōu)化和國際競爭力的提高，因此，對外直接投資對于進(jìn)出口貿易結構的影響也需要進(jìn)行探討并加以實(shí)證的支持�！　”疚膶⒔Y合我國對外直接投資的發(fā)展現狀和特點(diǎn)，實(shí)證分析對外直接投資對于我國出口貿易額和出口商品結構的影響，以期為我國對外直接投資和對外貿易的發(fā)展提供借鑒�！　∥覈鴮ν庵苯油顿Y的出口規模效應　　1.模型的建立　　為了實(shí)證考察對外直接投資對于我國出口額的影響，采用如下回歸模型：　　lnEX_t=β₀ β₁lnOFDI_t β₂lnSOFDI_t-1 β₃lnIFEI_t β₄lnSIFEI_t-1 β₅lnGDP_t β₆lnWGDP_t β₇lnWIM_t μ_t　　(1)　　其中，EX_t是當年出口額，OFDI_t是當年中國對外直接投資流量，SOFDI_t-1是上年中國對外直接投資存量，IFDIt是當年外商直接投資實(shí)際流入額，SIFDI_t-1是上年外商直接投資實(shí)際流入存量，GDP_t為當年國內生產(chǎn)總值，WGDP_t為當年世界國內生產(chǎn)總值，WIM_t為當年世界進(jìn)口額。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估計的參數。β₀是截距項；β₁測度當年出口額對于當年對外直接投資額的彈性大小，β₂測度當年出口額對于當年上年對外直接投資累計額的彈性大小(考慮到時(shí)滯效應)，β₁和β₂是說(shuō)明對外直接投資對于出口是否具有推動(dòng)效應的關(guān)鍵變量，如果兩者之間存在互補關(guān)系，β₁或β₂的估計結果應該為正；β₃和β₄測度外商直接投資流入流量和上年存量對于出口的影響；β₅測度的是中國的GDP對于出口的影響；β₆和β₇是在考慮到中國的出口受到世界經(jīng)濟增長(cháng)和進(jìn)口需求的基礎上，測度世界GDP額和世界進(jìn)口額對于出口的影響；μ_t是擾動(dòng)誤差項，測度的是其他沒(méi)有考慮進(jìn)去的變量擾動(dòng)�！　�2.數據說(shuō)明　　我國外資流出入的數據可以從商務(wù)部、國際收支平衡表和聯(lián)合國貿發(fā)會(huì )議(UNCTAD)國際投資報告三個(gè)渠道獲得。在數據采集時(shí)發(fā)現，1985—2004年度中國國際收支平衡表中資本和金融項目下對外直接投資差額欄中的數據與UNCTAD國際投資報告中的數據完全一致，因此外資流出入的數據直接采自各年度國際收支平衡表。中國GDP和世界GDP的數據來(lái)自于國際貨幣基金組織(IMF)，世界進(jìn)口額的數據來(lái)自于《國際統計年鑒》，其他數據來(lái)源于《中國統計年鑒》或根據年鑒計算得到。模型回歸引用的樣本數據的時(shí)間跨度是1990--2005年。模型的回歸及相關(guān)檢驗全部運用SPSS12.0完成�！　�3.模型的估計　　對(1)式采用多元線(xiàn)性回歸方法進(jìn)行參數估計時(shí)，變量的選取采用了向后剔除法，以排除不能通過(guò)顯著(zhù)性檢驗的變量。通過(guò)檢驗計算，回歸中移去了變量lnGDP_t(β₅)和lnWGDP_t(β₆)，最終得到如下結果：　　lnEX_t=15.878 0.131lnOFDI_t 0.131lnOFDI_t 1.036lnSOFDI_t-1-0.413lnIFDI_t-0.541lnSIFD_t-1 2.058lnWIM_t　　(2)　　從回歸分析報告(見(jiàn)表1)來(lái)看，模型擬合情況很好：調整后的及R²為0.993表明lnEX的變動(dòng)中有99.3%可由自變量解釋?zhuān)幌嚓P(guān)系數R為 0.998表明因變量和自變量的相關(guān)程度為 99.8%；每個(gè)回歸系數的t值都是顯著(zhù)的；衡量回歸方程顯著(zhù)性的9值也是顯著(zhù)的。具體來(lái)看，回歸結果的經(jīng)濟含義為：　　(1)β₁=0.131和說(shuō)明中國對外直接投資流量與出口之間存在互補關(guān)系，對外直接投資促進(jìn)了出口的增長(cháng)，并且對外直接投資流量增加1%，出口額會(huì )增加0.131%；　　(2)β₂=1.036說(shuō)明對外直接投資的存量對出口存在推動(dòng)效應。β₁和β₂的對比還說(shuō)明了對外直接投資的積累對于出口的促進(jìn)作用相對更大；　　(3)β₃和β₄的值為負表明1990--2005年間我國外資的引進(jìn)非但沒(méi)有起到顯著(zhù)的促進(jìn)出口的作用，反而對于出口是一種阻礙；　　(4)β₇=2.058說(shuō)明世界的進(jìn)口需求對于中國的出口起到了重要作用；　　(5)β₁、β₂和β₇的估計結果說(shuō)明盡管對外直接投資和世界的進(jìn)口需求都促進(jìn)了中國的出口增長(cháng)，但是相比較而言，世界的進(jìn)口需求對于出口的推動(dòng)作用更大。 　　我國對外直接投資的出口結構效應　　1.模型的建立　　對于出口結構的衡量有很多指標，考慮到出口商品應當向高技術(shù)、高附加值的方向優(yōu)化，因此，本文以機電產(chǎn)品在出口額當中所占比重來(lái)衡量出口結構的優(yōu)化，并且建立如下回歸模型：　　InES_t=β₀ β₁lnOFDI_t β₂lnSOFDI_t-1 β₃lnIFDI_t β₄lnSIFDI_t-1 β₅lnGDP_t β₆lnWGDP_t β₇lnWIM_t μ_t　　(3)　　其中，ES_t是機電產(chǎn)品出口占當年出口總額的比重(export structure)。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估計的參數。β₀是截距項；β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇分別測度當年對外直接投資額、上年對外直接投資存量、當年實(shí)際引進(jìn)外資額、上年實(shí)際引進(jìn)外資累計額、國內經(jīng)濟增長(cháng)、世界經(jīng)濟增長(cháng)和世界進(jìn)口需求對于我國出口結構的影響。μt是擾動(dòng)誤差項，測度的是其他沒(méi)有考慮進(jìn)去的變量擾動(dòng)�！　』貧w分析中，ES的數據來(lái)源于《中國統計年鑒》，其他數據的來(lái)源同前。樣本數據的時(shí)間跨度同樣為1990—2005年�！　�2.模型的估計　　運用SPSS12.0采用同樣的回歸方法，發(fā)現中國對外直接投資流量、外資流入、世界GDP和世界進(jìn)口額都不能通過(guò)檢驗(見(jiàn)表2)，因此回歸中移去了變量lnOFDI_t(β₁)、lnIFDI_t(β₃)、lnSIFDI_t-1(β₄)、lnWGDP_t(β₆)和lnWIM_t(β₇)，最終得到如下結果：　　lnES_t=-6.243 0.1211nSOFDI_t-1 0.498lnGDP_t　　(4)　　從回歸分析報告(見(jiàn)表2)來(lái)看，模型擬合情況很好：調整后的R²為0.986表明lnES的變動(dòng)中有98.6%可由自變量解釋?zhuān)幌嚓P(guān)系數R為0.994表明因變量和自變量的相關(guān)程度為 99.4%；每個(gè)回歸系數的t值都是顯著(zhù)的；衡量回歸方程顯著(zhù)性的F值也是顯著(zhù)的。具體來(lái)看，回歸結果的經(jīng)濟含義為：　　(1)β₂=0.121說(shuō)明中國對外直接投資的上年存量與出口結構優(yōu)化之間存在正相關(guān)的關(guān)系，對外直接投資促進(jìn)了出口結構的優(yōu)化；　　(2)β₅=0.498說(shuō)明中國自身的經(jīng)濟增長(cháng)有利于出口結構的優(yōu)化；　　(3)β₂和β₅的估計結果對比說(shuō)明對外直接投資和國內經(jīng)濟發(fā)展都促進(jìn)了中國的出口結構優(yōu)化，并且國內經(jīng)濟發(fā)展對于出口結構優(yōu)化的作用更大。

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