中國(guó)對(duì)外直接投資的出口效應(yīng)：一個(gè)實(shí)證分析

中國(guó)對(duì)外直接投資的出口效應(yīng)：一個(gè)實(shí)證分析

[內(nèi)容提要]近年來(lái)我國(guó)對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)很快，對(duì)于其效應(yīng)的研究可以更好地發(fā)揮對(duì)外直接投資在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。本文在對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上，運(yùn)用回歸技術(shù)對(duì)1990--2005年間中國(guó)對(duì)外直接投資的出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：對(duì)外直接投資不僅促進(jìn)了出口的增長(zhǎng)，還促進(jìn)了出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。此外還得到了中國(guó)的出口是適應(yīng)型的而非主動(dòng)推進(jìn)型的，以及出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化主要得益于自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)論，并進(jìn)而給出相應(yīng)的政策建議。 　　[關(guān)鍵詞]對(duì)外直接投資，出口規(guī)模，出口結(jié)構(gòu)　　經(jīng)濟(jì)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(jì)資源和生產(chǎn)要素的跨國(guó)流動(dòng)有助于提高生產(chǎn)力；另一方面，經(jīng)濟(jì)全球化也是發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)濟(jì)殖民化和南北兩極分化加劇的過(guò)程。但是，經(jīng)濟(jì)全球化是當(dāng)今世界發(fā)展的顯著特征和必然趨勢(shì)，在全球化的大背景下，一個(gè)國(guó)家離開全球化是不可能的，尤其是作為第三大外貿(mào)國(guó)，第四大 CDP國(guó)的中國(guó)，與其被動(dòng)地、消極地適應(yīng)全球化，不如理性地、積極地參與全球化。而對(duì)外直接投資正是中國(guó)參與經(jīng)濟(jì)全球化的理性、積極之舉，也是“走出去”經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略的核心內(nèi)容。　　國(guó)際直接投資有外國(guó)直接投資(inward FDI)和對(duì)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(duì)量來(lái)看，我國(guó)的對(duì)外直接投資都要遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于外國(guó)直接投資，因此理論和實(shí)證研究的重點(diǎn)是外國(guó)直接投資。但是隨著對(duì)外開放的不斷深化，我國(guó)的對(duì)外直接投資規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，對(duì)外直接投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用不斷體現(xiàn)，對(duì)于對(duì)外直接投資的研究也逐漸深入并日益成為國(guó)際投資領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。而探討我國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)，有助于更好地發(fā)展我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易和對(duì)外直接投資�！　∥墨I(xiàn)回顧和問(wèn)題的提出　　國(guó)際直接投資和國(guó)際貿(mào)易是一國(guó)融入全球化的主要渠道，也是企業(yè)國(guó)際化經(jīng)營(yíng)的兩種重要模式。國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易的聯(lián)系極為密切，兩者之間的關(guān)系自20世紀(jì)60年代以來(lái)一直是研究和爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。站在母國(guó)的角度來(lái)看，對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)主要有替代和互補(bǔ)兩種，即對(duì)外直接投資可能減少(替代)母國(guó)的貿(mào)易，也可能增加(互補(bǔ))母國(guó)的貿(mào)易。但是正如Helmberger和Schmitz(1970)所指出的那樣，對(duì)外直接投資和貿(mào)易之間究竟是互補(bǔ)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(guó)內(nèi)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(guó)外的研究結(jié)果來(lái)看，主要的結(jié)論有三類：一類支持替代關(guān)系，一類支持互補(bǔ)關(guān)系，還有一類認(rèn)為結(jié)果不確定�！　≡趯�(duì)于中國(guó)問(wèn)題的研究上，關(guān)于國(guó)際直接投資貿(mào)易效應(yīng)的研究主要側(cè)重于在華的外國(guó)直接投資對(duì)于我國(guó)進(jìn)出口的影響，在對(duì)外直接投資與我國(guó)對(duì)外貿(mào)易關(guān)系的實(shí)證研究方面，蔡銳和劉泉 (2004)、張如慶(2005)、項(xiàng)本武(2005)[3)、陳石清(2006)等運(yùn)用我國(guó)不同階段的貿(mào)易和投資數(shù)據(jù)，也進(jìn)行了一些實(shí)證研究�！　【C合國(guó)內(nèi)外的研究成果，我們可以發(fā)現(xiàn)，國(guó)外的實(shí)證研究多以發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)為研究對(duì)象，國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究尚處于起步階段，實(shí)證研究的結(jié)果與國(guó)外學(xué)者的研究差異很大，這可能是由于中國(guó)屬于發(fā)展中大國(guó)，對(duì)外直接投資的發(fā)展相對(duì)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(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)還需要作進(jìn)一步的驗(yàn)證�！　〈送�，對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)不僅僅體現(xiàn)在對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口規(guī)模的影響上，還體現(xiàn)在對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響上，雖然國(guó)外的研究重點(diǎn)是對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口規(guī)模的影響，但中國(guó)是一個(gè)發(fā)展中的貿(mào)易大國(guó)，其對(duì)外直接投資不僅應(yīng)當(dāng)有利于繞開貿(mào)易壁壘，尋求原材料供應(yīng)和改善管理技能，還應(yīng)當(dāng)有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的提高，因此，對(duì)外直接投資對(duì)于進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響也需要進(jìn)行探討并加以實(shí)證的支持。　　本文將結(jié)合我國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展現(xiàn)狀和特點(diǎn)，實(shí)證分析對(duì)外直接投資對(duì)于我國(guó)出口貿(mào)易額和出口商品結(jié)構(gòu)的影響，以期為我國(guó)對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展提供借鑒�！　∥覈�(guó)對(duì)外直接投資的出口規(guī)模效應(yīng)　　1.模型的建立　　為了實(shí)證考察對(duì)外直接投資對(duì)于我國(guó)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(dāng)年出口額，OFDI_t是當(dāng)年中國(guó)對(duì)外直接投資流量，SOFDI_t-1是上年中國(guó)對(duì)外直接投資存量，IFDIt是當(dāng)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(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，WGDP_t為當(dāng)年世界國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，WIM_t為當(dāng)年世界進(jìn)口額。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估計(jì)的參數(shù)。β₀是截距項(xiàng)；β₁測(cè)度當(dāng)年出口額對(duì)于當(dāng)年對(duì)外直接投資額的彈性大小，β₂測(cè)度當(dāng)年出口額對(duì)于當(dāng)年上年對(duì)外直接投資累計(jì)額的彈性大小(考慮到時(shí)滯效應(yīng))，β₁和β₂是說(shuō)明對(duì)外直接投資對(duì)于出口是否具有推動(dòng)效應(yīng)的關(guān)鍵變量，如果兩者之間存在互補(bǔ)關(guān)系，β₁或β₂的估計(jì)結(jié)果應(yīng)該為正；β₃和β₄測(cè)度外商直接投資流入流量和上年存量對(duì)于出口的影響；β₅測(cè)度的是中國(guó)的GDP對(duì)于出口的影響；β₆和β₇是在考慮到中國(guó)的出口受到世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和進(jìn)口需求的基礎(chǔ)上，測(cè)度世界GDP額和世界進(jìn)口額對(duì)于出口的影響；μ_t是擾動(dòng)誤差項(xiàng)，測(cè)度的是其他沒有考慮進(jìn)去的變量擾動(dòng)�！　�2.數(shù)據(jù)說(shuō)明　　我國(guó)外資流出入的數(shù)據(jù)可以從商務(wù)部、國(guó)際收支平衡表和聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議(UNCTAD)國(guó)際投資報(bào)告三個(gè)渠道獲得。在數(shù)據(jù)采集時(shí)發(fā)現(xiàn)，1985—2004年度中國(guó)國(guó)際收支平衡表中資本和金融項(xiàng)目下對(duì)外直接投資差額欄中的數(shù)據(jù)與UNCTAD國(guó)際投資報(bào)告中的數(shù)據(jù)完全一致，因此外資流出入的數(shù)據(jù)直接采自各年度國(guó)際收支平衡表。中國(guó)GDP和世界GDP的數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)際貨幣基金組織(IMF)，世界進(jìn)口額的數(shù)據(jù)來(lái)自于《國(guó)際統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》或根據(jù)年鑒計(jì)算得到。模型回歸引用的樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度是1990--2005年。模型的回歸及相關(guān)檢驗(yàn)全部運(yùn)用SPSS12.0完成。　　3.模型的估計(jì)　　對(duì)(1)式采用多元線性回歸方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，變量的選取采用了向后剔除法，以排除不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的變量。通過(guò)檢驗(yàn)計(jì)算，回歸中移去了變量lnGDP_t(β₅)和lnWGDP_t(β₆)，最終得到如下結(jié)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(bào)告(見表1)來(lái)看，模型擬合情況很好：調(diào)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；相關(guān)系數(shù)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(shù)的t值都是顯著的；衡量回歸方程顯著性的9值也是顯著的。具體來(lái)看，回歸結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義為：　　(1)β₁=0.131和說(shuō)明中國(guó)對(duì)外直接投資流量與出口之間存在互補(bǔ)關(guān)系，對(duì)外直接投資促進(jìn)了出口的增長(zhǎng)，并且對(duì)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(duì)外直接投資的存量對(duì)出口存在推動(dòng)效應(yīng)。β₁和β₂的對(duì)比還說(shuō)明了對(duì)外直接投資的積累對(duì)于出口的促進(jìn)作用相對(duì)更大；　　(3)β₃和β₄的值為負(fù)表明1990--2005年間我國(guó)外資的引進(jìn)非但沒有起到顯著的促進(jìn)出口的作用，反而對(duì)于出口是一種阻礙；　　(4)β₇=2.058說(shuō)明世界的進(jìn)口需求對(duì)于中國(guó)的出口起到了重要作用；　　(5)β₁、β₂和β₇的估計(jì)結(jié)果說(shuō)明盡管對(duì)外直接投資和世界的進(jìn)口需求都促進(jìn)了中國(guó)的出口增長(zhǎng)，但是相比較而言，世界的進(jìn)口需求對(duì)于出口的推動(dòng)作用更大。 　　我國(guó)對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)　　1.模型的建立　　對(duì)于出口結(jié)構(gòu)的衡量有很多指標(biāo)，考慮到出口商品應(yīng)當(dāng)向高技術(shù)、高附加值的方向優(yōu)化，因此，本文以機(jī)電產(chǎn)品在出口額當(dāng)中所占比重來(lái)衡量出口結(jié)構(gòu)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(jī)電產(chǎn)品出口占當(dāng)年出口總額的比重(export structure)。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估計(jì)的參數(shù)。β₀是截距項(xiàng)；β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇分別測(cè)度當(dāng)年對(duì)外直接投資額、上年對(duì)外直接投資存量、當(dāng)年實(shí)際引進(jìn)外資額、上年實(shí)際引進(jìn)外資累計(jì)額、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和世界進(jìn)口需求對(duì)于我國(guó)出口結(jié)構(gòu)的影響。μt是擾動(dòng)誤差項(xiàng)，測(cè)度的是其他沒有考慮進(jìn)去的變量擾動(dòng)�！　』貧w分析中，ES的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他數(shù)據(jù)的來(lái)源同前。樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度同樣為1990—2005年�！　�2.模型的估計(jì)　　運(yùn)用SPSS12.0采用同樣的回歸方法，發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)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(yàn)(見表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(jié)果：　　lnES_t=-6.243 0.1211nSOFDI_t-1 0.498lnGDP_t　　(4)　　從回歸分析報(bào)告(見表2)來(lái)看，模型擬合情況很好：調(diào)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；相關(guān)系數(shù)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(shù)的t值都是顯著的；衡量回歸方程顯著性的F值也是顯著的。具體來(lái)看，回歸結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義為：　　(1)β₂=0.121說(shuō)明中國(guó)對(duì)外直接投資的上年存量與出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在正相關(guān)的關(guān)系，對(duì)外直接投資促進(jìn)了出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；　　(2)β₅=0.498說(shuō)明中國(guó)自身的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化；　　(3)β₂和β₅的估計(jì)結(jié)果對(duì)比說(shuō)明對(duì)外直接投資和國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展都促進(jìn)了中國(guó)的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，并且國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用更大。

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