中國(guó)對(duì)外直接投資的母國(guó)出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)區(qū)域差異分析

馬 瑞，張愛群

（合肥學(xué)院 經(jīng)濟(jì)系，安徽 合肥230000）

進(jìn)入21世紀(jì)，隨著深入貫徹實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，中國(guó)對(duì)外直接投資實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，其規(guī)模和效益得到了較大幅度提升。據(jù)商務(wù)部公報(bào)的數(shù)據(jù)顯示，2013年中國(guó)累計(jì)實(shí)現(xiàn)非金融類對(duì)外直接投資901.7億美元，成為世界第五大對(duì)外投資國(guó)，共對(duì)全球141個(gè)國(guó)家和地區(qū)的4 425家境外企業(yè)進(jìn)行了直接投資，這也是自2002年以來中國(guó)對(duì)外直接投資持續(xù)增長(zhǎng)的第12年。由此可見，中國(guó)對(duì)外直接投資已經(jīng)進(jìn)入高速發(fā)展時(shí)期。迅速發(fā)展的對(duì)外直接投資不僅有利于拓展中國(guó)進(jìn)入海外市場(chǎng)的渠道和對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模，更重要的是給中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)帶來深刻的影響，因而其可以成為中國(guó)對(duì)外貿(mào)易跨過發(fā)展瓶頸、促進(jìn)外向型經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略成功轉(zhuǎn)型的重要途徑。

一、文獻(xiàn)綜述

長(zhǎng)期以來，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者一直就對(duì)外直接投資與出口關(guān)系的理論進(jìn)行了廣泛和深入的研究，并形成了兩種基本理論：一種是以Mundell 為代表的投資對(duì)貿(mào)易的替代理論，他在1957年通過引入關(guān)稅分析，在放松生產(chǎn)要素在國(guó)際上不能流動(dòng)的假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出投資與貿(mào)易之間具有替代關(guān)系的結(jié)論；另一種是以Kojima 為代表的投資與貿(mào)易互補(bǔ)理論，他在1978年發(fā)表的論著《對(duì)外直接投資論》中提出了當(dāng)投資從母國(guó)具有比較劣勢(shì)的邊際產(chǎn)業(yè)開始進(jìn)行直接投資時(shí)，有利于東道國(guó)吸收和消化，母國(guó)則可以將優(yōu)勢(shì)集中開發(fā)更新技術(shù)，從而導(dǎo)致對(duì)外直接投資會(huì)創(chuàng)造和擴(kuò)大貿(mào)易，形成兩者之間的互補(bǔ)關(guān)系。

基于國(guó)際直接投資與貿(mào)易兩者之間的替代或者互補(bǔ)關(guān)系，西方學(xué)者也進(jìn)行了相應(yīng)實(shí)證方面的分析和檢驗(yàn)。Horst（1972）對(duì)美國(guó)與加拿大的投資與出口的關(guān)系進(jìn)行回歸實(shí)證研究，分析結(jié)果得出美國(guó)對(duì)加拿大的投資是為了規(guī)避加拿大的高額關(guān)稅而對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生替代效應(yīng)［1］。Adler和Stevens（1974）利用研發(fā)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與出口之間存在著相互替代效應(yīng)［2］。Egger（2001）利用GMM 實(shí)證分析方法研究，發(fā)現(xiàn)15 個(gè)歐盟國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)其15個(gè)歐盟國(guó)家的出口具有替代關(guān)系［3］。Helpman等（2004）利用38個(gè)國(guó)家52個(gè)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析這些國(guó)家的對(duì)外直接投資與出口的關(guān)系，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些國(guó)家的兩者之間存在著替代關(guān)系［4］。Lipsey和Weiss（1981）利用美國(guó)對(duì)其13個(gè)主要貿(mào)易伙伴國(guó)的制造產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資和出口數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在著互補(bǔ)關(guān)系［5］。Goldberg 和Klein（1999）對(duì)日本的對(duì)外直接投資和貿(mào)易之間的實(shí)證研究也表明兩者之間存在著互補(bǔ)關(guān)系［6］。Hejazi（2001）利用美國(guó)對(duì)外直接投資和出口的數(shù)據(jù)通過引力模型進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在互補(bǔ)關(guān)系［7］。Mariam 和Cecilio（2004）運(yùn)用歐盟、日本和美國(guó)的工業(yè)品進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)投資與貿(mào)易之間存在互補(bǔ)關(guān)系［8］。Aizenman 等（2006）利用包括發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家在內(nèi)的81個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，就對(duì)外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)所有國(guó)家的投資與貿(mào)易之間存在明顯的互補(bǔ)關(guān)系，特別是發(fā)展中國(guó)家更為突出［9］。Chiappini（2012）利用法國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)該國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的對(duì)外直接投資與貿(mào)易之間存在著顯著的互補(bǔ)效應(yīng)［10］。此外，F(xiàn)ranco（2013）通過利用美國(guó)部門層面數(shù)據(jù)針對(duì)不同動(dòng)機(jī)的對(duì)外直接投資出口貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示市場(chǎng)尋求型的較其他動(dòng)機(jī)型的對(duì)外直接投資對(duì)促進(jìn)出口貿(mào)易更具有效率［11］。

進(jìn)入21世紀(jì)，隨著中國(guó)外貿(mào)環(huán)境日趨嚴(yán)峻、對(duì)外直接投資逐年擴(kuò)大及其在全球國(guó)際直接投資中所占份額的逐漸增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)學(xué)者也逐漸開始致力于兩者關(guān)系的研究，大部分研究結(jié)果都支持中國(guó)對(duì)外直接投資會(huì)不同程度地促進(jìn)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展。王迎新（2003）是較早對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究的，研究結(jié)果認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易型對(duì)外直接投資有利于擴(kuò)大出口服務(wù)，對(duì)出口具有促進(jìn)作用；而尋求資源型對(duì)外直接投資對(duì)貿(mào)易具有替代作用［12］。張應(yīng)武（2007）利用2000-2006年中國(guó)對(duì)外直接投資和對(duì)外貿(mào)易的數(shù)據(jù)，通過使用引力模型分析表明投資與出口之間具有相互促進(jìn)作用［13］。項(xiàng)本武（2009）實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易之間存在著長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，OFDI能產(chǎn)生較為明顯的長(zhǎng)期貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)［14］。胡昭玲等（2012）利用1993-2009年中國(guó)對(duì)105 個(gè)國(guó)家（地區(qū)）直接投資與進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明中國(guó)的對(duì)外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的［15］。

然而，對(duì)外直接投資的母國(guó)貿(mào)易效應(yīng)不僅反映在貿(mào)易規(guī)模上，對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言更重要的是其對(duì)母國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響。但是到目前為止，國(guó)內(nèi)關(guān)于對(duì)外直接投資的母國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究相對(duì)于規(guī)模效應(yīng)的分析還比較少。比如，王英、劉思峰（2008）對(duì)中國(guó)1990-2005年OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行回歸實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)OFDI可以促進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化［16］。唐心智（2009）利用1982-2006年的數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)商品出口結(jié)構(gòu)具有改善作用［17］。陳愉瑜（2012）采集1982-2010年中國(guó)對(duì)外直接投資與貿(mào)易結(jié)構(gòu)相關(guān)數(shù)據(jù)，通過時(shí)間序列分析得出中國(guó)企業(yè)“走出去”對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)具有改善作用［18］。還有，陳俊聰和黃繁華（2013）利用面板實(shí)證分析方法對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資與出口進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)各省份企業(yè)“走出去”對(duì)促進(jìn)出口規(guī)模的擴(kuò)大效應(yīng)并不明顯，但對(duì)提高制成品出口技術(shù)有顯著作用［19］。

由此可見，近年來，學(xué)者們圍繞對(duì)外直接投資的母國(guó)貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究更多注重的是貿(mào)易規(guī)模效應(yīng)的研究，而關(guān)于對(duì)外直接投資的母國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究相比較而言還是比較少，并且大多數(shù)的研究也主要圍繞全國(guó)宏觀層面進(jìn)行的。隨著中國(guó)對(duì)外直接投資的不斷擴(kuò)大，更均衡合理地融入全球經(jīng)濟(jì)對(duì)中國(guó)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展更為重要。但是，由于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著重大的差異性，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡也帶來了不同地區(qū)的對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易的不平衡發(fā)展。那么各地區(qū)對(duì)外直接投資的貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)是不是也相應(yīng)存在著區(qū)域差異性？因而，本文主要從對(duì)外直接投資母國(guó)出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的區(qū)域差異比較入手進(jìn)行實(shí)證研究，這樣區(qū)別性研究更有助于通過對(duì)外直接投資促進(jìn)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

二、變量選取與模型設(shè)定

（一）變量選取

由于中國(guó)對(duì)外直接投資起步較晚，建立對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)制度時(shí)間較短，2003年以后才有比較完善的地區(qū)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本空間存在著一定不足。然而，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)包含有橫截面、時(shí)期和變量等三維信息，可以克服樣本空間不足的缺陷，將時(shí)間序列和橫截面數(shù)據(jù)分析的優(yōu)點(diǎn)結(jié)合起來，并且面板模型一般更傾向于通過橫截面分析來探究個(gè)體之間的異質(zhì)性。因而，本文通過面板數(shù)據(jù)模型的建立來研究中國(guó)各省份對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)更符合研究的目的。因而，為了檢驗(yàn)中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響，以高新技術(shù)產(chǎn)品出口占總出口的比重（HTEX）作為因變量，對(duì)外直接投資績(jī)效指數(shù)（OND）和其他解釋變量作為自變量，擬構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。

1.貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)

出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的衡量方法是多種多樣的，本文所要計(jì)算用來反映出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)主要依據(jù)Lall（2000）對(duì)產(chǎn)品技術(shù)層次的分類方法。Lall（2006）研究認(rèn)為產(chǎn)品特征可以用來反映一國(guó)或地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化，所以，一個(gè)經(jīng)濟(jì)體在高新技術(shù)產(chǎn)品出口占總出口份額比重的增加可以用來反映該經(jīng)濟(jì)體對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)得到升級(jí)。因而，本文采用各省份高新技術(shù)產(chǎn)品出口占該省份出口總額的比率來表示出口結(jié)構(gòu)變化情況。

2.對(duì)外直接投資績(jī)效指數(shù)

由于對(duì)外直接投資易受到母國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的影響，如果單純簡(jiǎn)單使用對(duì)外直接投資的絕對(duì)數(shù)額不能說明全面問題。所以，為了克服母國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)OFDI絕對(duì)數(shù)額的影響，本文采用聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議上設(shè)置的對(duì)外直接投資績(jī)效指數(shù)（OND）來反映OFDI的發(fā)展?fàn)顩r。該指數(shù)可以在剔除母國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量之后反映一國(guó)（地區(qū)）在國(guó)際直接投資市場(chǎng)上的真實(shí)地位。該指數(shù)的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中，OFDIi和OFDIw分別表示某國(guó)（地區(qū)）對(duì)外直接投資流量、全球?qū)ν庵苯油顿Y流量；GDPi和GDPw分別表示某國(guó)（地區(qū)）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和全球國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

本文將該指數(shù)應(yīng)用到中國(guó)各省份的對(duì)外直接投資，用某一省份對(duì)外直接投資額占全國(guó)對(duì)外直接投資額的份額與該省份的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值占全國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的份額的比率來反映第k省份對(duì)外直接投資的績(jī)效和綜合競(jìng)爭(zhēng)力，其公式為：

如果ONDk等于1時(shí)，表示該省份對(duì)外直接投資績(jī)效達(dá)到了全國(guó)平均水平；如果ONDk大于1時(shí)，表示該省市對(duì)外直接投資績(jī)效高于全國(guó)平均水平；如果ONDk小于1時(shí)，則表示低于全國(guó)平均水平。

3.其他解釋變量

考慮在開放經(jīng)濟(jì)條件下給貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動(dòng)帶來影響的其他因素，本文控制性變量選取了人均GDP、資本投入（K）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（T）。其中，選取人均GDP增長(zhǎng)速度來反映中國(guó)各個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展的影響；資本投入的多少在一定程度上會(huì)影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí)，本文用固定資產(chǎn)投資額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重反映資本投入情況；結(jié)合貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)選取標(biāo)準(zhǔn)，本文選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總額比重的變化來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。

（二）模型設(shè)定

根據(jù)以上變量分析，本文將實(shí)證計(jì)量模型設(shè)定如下：

其中，ζ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

由于面板數(shù)據(jù)模型中各分量的不同限制要求，存在著無個(gè)體影響的不變系數(shù)、變截距和含有個(gè)體影響的變系數(shù)三種類型模型，因而，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)模型形式進(jìn)行選擇和估計(jì)，以此來驗(yàn)證OFDI績(jī)效的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)在中國(guó)各省份是否存在著地區(qū)性差別。根據(jù)（1）式，將不變系數(shù)模型的單方程回歸形式設(shè)定為：

其中，t表示不同時(shí)期，i表示橫截面?zhèn)€體的數(shù)量。在模型（2）中，任何個(gè)體具有相同的回歸系數(shù)，說明在截面成員上既無個(gè)體影響也無結(jié)構(gòu)變化。

將變截距模型的單方程回歸形式設(shè)定為：

在變截距模型（3）中，各截面成員方程的系數(shù)向量β是相同的，而截距項(xiàng)α隨著個(gè)體變化而不同，說明在截面成員上存在個(gè)體影響而無結(jié)構(gòu)變化。

將變系數(shù)模型的單方程回歸形式設(shè)定為：

在變系數(shù)模型（4）中，截距項(xiàng)α和系數(shù)向量β均不同，說明在截面成員上既存在個(gè)體影響又存在結(jié)構(gòu)變化。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

由于受到地區(qū)數(shù)據(jù)可獲得性的影響，本文采用2003-2013年中國(guó)29 個(gè)省份（不包括青海、西藏）的高新技術(shù)產(chǎn)品出口額、對(duì)外直接投資額、人均GDP 增長(zhǎng)率、資本投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的面板數(shù)據(jù)，共計(jì)319組觀測(cè)值。原始數(shù)據(jù)均來自2003-2013年全國(guó)和各省份的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《統(tǒng)計(jì)年鑒》及中華人民共和國(guó)商務(wù)部公布的《高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口的統(tǒng)計(jì)分析》，并依據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算出各省份高新技術(shù)產(chǎn)品出口占總出口比重、對(duì)外直接投資績(jī)效指數(shù)。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)

1.面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸，首先利用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)等四個(gè)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平衡性［20］。本文利用Eviews6.0軟件對(duì)各個(gè)變量同時(shí)使用這四種方法進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1所列。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果來看，除了GDPit外其余變量的水平值均不能拒絕原假設(shè)，說明存在單位根。但5個(gè)變量的一階差分除了ΔHTEXit的IPS檢驗(yàn)在5%的顯著水平上拒絕單位根的原假設(shè)，其余變量都在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，說明變量的一階差分不存在單位根，均為一階單整序列。因而，可以對(duì)變量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

由表1 可知5 個(gè)變量均為一階單整序列，因此可以就ONDit、GDPit、Kit和Tit對(duì)HTEXit的影響效應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Pedroni和Kao兩種協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。Pedroni適用于非平衡面板數(shù)據(jù)，且它的備擇假設(shè)同時(shí)考慮了同質(zhì)面板數(shù)據(jù)和異質(zhì)面板數(shù)據(jù)兩種情況。但是，Gutierrez（2003）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)T=10時(shí)，隨著N的增加，Kao檢驗(yàn)的功效高于Pedroni檢驗(yàn)。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文只包含11年時(shí)間的29 個(gè)省份短而寬的面板數(shù)據(jù)，利用Pedroni 進(jìn)行檢驗(yàn)的功效有較低的可能性，因此，本文還進(jìn)一步進(jìn)行Kao 協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2所列。

表2 面板數(shù)據(jù)Pedroni和Kao的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定）

Pedroni 檢驗(yàn)結(jié)果表明，除了Group rho-statistic檢驗(yàn)接受原假設(shè)外，Panel v-statistic 檢驗(yàn)在5%顯著水平上和其余檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)；Kao檢驗(yàn)結(jié)果也表明通過5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，可以拒絕原假設(shè)。綜合考慮，利用協(xié)整檢驗(yàn)Pedroni法和Kao法得出模型的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和對(duì)外直接投資績(jī)效、人均GDP 增長(zhǎng)率、固定資產(chǎn)投入占GDP比重、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因此可以進(jìn)一步對(duì)變量進(jìn)行回歸估計(jì)。

3.面板檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦x擇和回歸分析

（1）F檢驗(yàn)。為了避免模型設(shè)定的偏差、改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性，一般需要通過計(jì)算模型的回歸殘差平方和并計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，因而，本文用S1、S2和S3分別表示三種面板數(shù)據(jù)模型的殘差平方和，通過回歸統(tǒng)計(jì)量得到相應(yīng)的殘差平方和S1=0.980 402、S2=1.140 179、S3=5.464 728，利用形式設(shè)定檢驗(yàn)方法（n=29，k=4，t=11）和殘差平方和計(jì)算F2和F1統(tǒng)計(jì)量，分別得出：

由于F2＞1.30，所以拒絕不變系數(shù)模型（2），繼續(xù)計(jì)算F1統(tǒng)計(jì)量：

由于F1＜1.32，所以拒絕變系數(shù)模型（4），接受變截距模型（3）。

（2）Hausman 檢驗(yàn)和回歸結(jié)果。鑒于變截距模型分為固定影響模型和隨機(jī)影響模型兩種，因而還需要利用Hausman 檢驗(yàn)方法確定模型中個(gè)體影響設(shè)定的選擇。通過表3 的Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果顯示拒絕個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，因此應(yīng)該將對(duì)外直接投資績(jī)效的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的模型中的個(gè)體影響確定為固定效應(yīng)模型。因而，根據(jù)本文檢驗(yàn)結(jié)果和研究需要將（3）式進(jìn)一步調(diào)整為：

其中，μi表示第i個(gè)省份的個(gè)體影響效應(yīng)系數(shù)，表示第i 個(gè)省份對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的偏離情況。根據(jù)表3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，估計(jì)的回歸模型如下：

表3 對(duì)外直接投資績(jī)效對(duì)出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)分析的實(shí)證結(jié)果

分析回歸結(jié)果可以得到R2=0.83，說明該模型相關(guān)擬合優(yōu)度較高。從t統(tǒng)計(jì)量與P值來看，在置信度為5%的情況下對(duì)外直接投資績(jī)效的回歸系數(shù)不顯著，但在置信度為10%的情況下是顯著的，這代表著在一定程度上中國(guó)對(duì)外直接投資可以促進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化，即隨著對(duì)外直接投資績(jī)效每增長(zhǎng)1 個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)全國(guó)出口結(jié)構(gòu)水平提高將產(chǎn)生0.042 42個(gè)百分點(diǎn)的促進(jìn)作用。并且，從全國(guó)角度來看，對(duì)外直接投資較同期的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)與資本投入增加對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響作用更大些。然而，由于中國(guó)開展對(duì)外直接投資的時(shí)間短、規(guī)模不大，同時(shí)對(duì)外直接投資目前仍更多集中于自然資源開采、初級(jí)產(chǎn)品以及勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的投資和生產(chǎn)上，導(dǎo)致其對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用低于國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)作用。這也說明出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)相對(duì)還比較弱，對(duì)外直接投資對(duì)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用力度不大。

表4 個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表4 可以看出，在全國(guó)各省份對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)上仍存在著顯著的差異性，個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果反映在面板數(shù)據(jù)各橫截面系數(shù)分為正負(fù)兩種。截面系數(shù)為正的主要有江蘇、上海、天津、山東、廣東、北京、寧夏、四川、福建和河北等10 個(gè)省份，說明這10 個(gè)省份對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)高于全國(guó)平均水平。而其他省份的截面系數(shù)都為負(fù)，即其余省份都低于全國(guó)平均水平，尤其是甘肅、新疆等西部地區(qū)偏離全國(guó)平均水平的程度更為明顯。在截面系數(shù)為正的省份中，除寧夏、四川以外其余都屬于東部省市。導(dǎo)致這種結(jié)果可能的原因是中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大的差異性，江蘇、上海、廣東等省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快、對(duì)外開放度較高、海外市場(chǎng)相對(duì)較大，其對(duì)外直接投資對(duì)出口結(jié)構(gòu)的影響較大。而像甘肅、新疆這些中西部省市由于經(jīng)濟(jì)起步晚、發(fā)展相對(duì)落后、對(duì)外開放程度較低、海外市場(chǎng)相對(duì)較小，其對(duì)外直接投資對(duì)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響相對(duì)較小。而屬于西部地區(qū)的寧夏和四川一反常態(tài)可能是因?yàn)槠鋵?duì)外直接投資與出口絕對(duì)額偏低、但其高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重卻較高有關(guān)。

四、結(jié)論與啟示

在日益惡化的國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的大背景下，中國(guó)近幾年出口貿(mào)易面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，出口出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，對(duì)外貿(mào)易條件不斷惡化。盡管在過去的幾十年間中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，但是出口仍以低附加值的勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主，出口商品總體上仍處于國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈的低端。現(xiàn)階段，中國(guó)經(jīng)濟(jì)急需轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，而同時(shí)近10年來中國(guó)對(duì)外直接投資逆勢(shì)而上，與出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級(jí)存在著趨同的發(fā)展態(tài)勢(shì)，因此，通過對(duì)外直接投資優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)值得深入研究。鑒于此，結(jié)合中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性和各省份對(duì)外直接投資存在著差異性，本文利用中國(guó)29 個(gè)省市2003-2013年對(duì)外直接投資績(jī)效和高新技術(shù)產(chǎn)品出口占地區(qū)出口總額比重的相關(guān)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了實(shí)證分析模型進(jìn)行研究。實(shí)證研究結(jié)果表明：

中國(guó)對(duì)外直接投資和出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，且對(duì)外直接投資對(duì)出口商品結(jié)構(gòu)有正的影響作用。然而，盡管近幾年中國(guó)對(duì)外直接投資逆勢(shì)迅猛發(fā)展，但是其仍處于起步階段，規(guī)模相對(duì)較小，因而也發(fā)現(xiàn)其出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化作用不大，影響系數(shù)僅為0.042 42?？梢?，中國(guó)的“走出去”戰(zhàn)略和建立“貿(mào)易強(qiáng)國(guó)”地位戰(zhàn)略是相輔相成的。所以，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)努力擴(kuò)大對(duì)外直接投資的規(guī)模，更為重要的是積極有效地調(diào)整對(duì)外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量和效果，發(fā)揮其對(duì)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的良性促進(jìn)關(guān)系。

同時(shí)，本文對(duì)中國(guó)29個(gè)省市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)各省市對(duì)外直接投資對(duì)出口結(jié)構(gòu)的影響均存在著一定的差異性，其中對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)最大的省份是江蘇和上海，最小的省份是甘肅和新疆等西部地區(qū)。且研究結(jié)果顯示對(duì)外直接投資的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)高于全國(guó)平均水平的大部分省份都是中國(guó)東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，而絕大部分中部和西部省份都低于全國(guó)平均水平。這可能是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、開放程度越高的地區(qū)，其出口商品結(jié)構(gòu)高度化程度對(duì)外界環(huán)境越敏感，而經(jīng)濟(jì)越落后、開放程度越低的地區(qū)，其出口商品結(jié)構(gòu)高度化程度對(duì)外界環(huán)境反應(yīng)較遲鈍。

綜上分析，中國(guó)應(yīng)該抓住當(dāng)前發(fā)展機(jī)遇，加快對(duì)外直接投資步伐，推動(dòng)開放型經(jīng)濟(jì)全方位發(fā)展，協(xié)調(diào)企業(yè)“走出去”和商品“走出去”的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)兩者共同發(fā)展。但是，在實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略進(jìn)程中，各地區(qū)必須結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐、因地制宜制定合適的政策，以提升對(duì)外直接投資對(duì)本地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的正向效應(yīng)，以此更好地促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期健康的發(fā)展。

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