OFDI促進了中國的出口嗎?
——基于動態(tài)面板模型的系統(tǒng)GMM檢驗*

歐定余，魏 聰

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

OFDI促進了中國的出口嗎?
——基于動態(tài)面板模型的系統(tǒng)GMM檢驗*

歐定余，魏 聰

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

基于2003—2013年中國對外直接投資的國別數(shù)據(jù)，選取41個樣本國家和地區(qū)的雙邊數(shù)據(jù)，建立擴展的貿(mào)易引力模型，采用動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM估計，對中國對外直接投資與出口的關(guān)系進行了檢驗。研究結(jié)果表明，整體而言，中國的對外直接投資對出口存在顯著的替代效應(yīng);分組來看，無論是對發(fā)達國家還是發(fā)展中國家替代效應(yīng)仍然存在，且發(fā)展中國家組更為顯著;進一步以2008年分時間段進行檢驗發(fā)現(xiàn)，在2008年以前對外直接投資對出口沒有顯著的影響，但2008年以后表現(xiàn)出顯著的替代效應(yīng)。

對外直接投資;出口;動態(tài)面板;系統(tǒng)GMM

一、引言

中國經(jīng)濟正處在由高速向中高速的“換擋期”，經(jīng)濟增速正在下滑，但中國企業(yè)“走出去”步伐在不斷加快，這也是中國經(jīng)濟進入新階段的重要表現(xiàn)。改革開放以來，中國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，極大地受益于中國積極地參與全球化進程，特別是參與全球價值鏈分工，積極承接發(fā)達國家制造業(yè)的轉(zhuǎn)移，促進了我國工業(yè)的快速發(fā)展，使得中國成為世界工廠。隨著“走出去”戰(zhàn)略的提出，近10多年來，中國企業(yè)開始逐步向海外發(fā)展，中國的對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)迅速的增長。據(jù)商務(wù)部發(fā)布的《2013年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，2013年中國對外直接投資流量首次超過1 000億美元，達到1 078．4億美元，連續(xù)兩年位列全球三大對外投資大國，而中國對外直接投資累計凈額(存量)也已達到6 604．8億美元，位居全球第11位。隨著全球化進程的加快，我國企業(yè)將在更大范圍、更廣的領(lǐng)域上參與全球生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)，對外投資也成為企業(yè)適應(yīng)全球化競爭，尋求發(fā)展機遇的主要手段。截至2013年底，中國有1．53萬家境內(nèi)投資者在國(境)外設(shè)立2．54萬家對外直接投資企業(yè)，分布在全球184個國家(地區(qū))。

我國對外直接投資的快速上漲會影響我國的對外貿(mào)易嗎?對外直接投資與出口是替代關(guān)系還是互補關(guān)系呢?就對外投資與出口的關(guān)系而言，一方面與一國貿(mào)易量的增加帶來出口的增長，對外投資也會相應(yīng)的增加;另一方面，對外投資與出口作為企業(yè)走出去的兩種方式，有著明顯的差別。對外投資行為比出口有著更為復(fù)雜的動因，可簡單歸納為以下四種:資源尋求、市場尋求、效率尋求和戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求，出于不同目的的對外直接投資對出口的影響應(yīng)該是異質(zhì)的。鑒于此在討論對外直接投資對出口的影響時，應(yīng)該首先區(qū)分對外直接投資的類型。

本文認為中國對發(fā)達國家的對外直接投資主要動因在于市場尋求和技術(shù)尋求，對發(fā)展中國家主要動因為市場尋求，以市場尋求為動機的對外直接投資將對出口產(chǎn)生替代效應(yīng)。另外，2008年金融危機后，中國的出口環(huán)境出現(xiàn)惡化，依據(jù)商務(wù)部貿(mào)易救濟信息網(wǎng)統(tǒng)計的數(shù)據(jù)，2008年開始中國遇到了更多的貿(mào)易壁壘，2007年中國遭遇貿(mào)易救濟調(diào)查77起，而2008年和2009年分別為111起和119起，而國外的反傾銷措施會顯著地抑制中國的出口(王孝松、翟光宇和林發(fā)勤，2015)。［1］36－58為此，中國的出口型企業(yè)為穩(wěn)定和擴大市場規(guī)模會更多地選擇對外投資的手段來向海外拓展，而這一類型的對外直接投資對出口應(yīng)該是有顯著的替代效應(yīng)的。基于以上事實我們將我國對外直接投資的主要東道國分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家兩組，分別考察對外直接投資與出口的關(guān)系;然后以2008年為界分時段考察對外直接投資與出口的關(guān)系。過去幾年中，學(xué)術(shù)界在對外直接投資對貿(mào)易的影響方面做了大量的研究，但鮮有研究分發(fā)達國家和發(fā)展中國家組來考察兩者之間的關(guān)系，至今也尚未有文章來論述2008年前后中國對外直接投資對出口影響的差別。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分文獻回顧及評論;第三部分是計量模型的選取與數(shù)據(jù)說明;第四部分是實證結(jié)果的討論;第五部分是本文的結(jié)論。

二、文獻回顧

在國際經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，國際直接投資與出口的關(guān)系一直是學(xué)者們關(guān)注的焦點。但對外直接投資是替代還是促進了出口卻沒有一致的回答。Grubel和Johnson(1967)［2］138－142在研究中指出，在關(guān)稅壁壘引致的對外直接投資未使東道國具有比較優(yōu)勢的進口替代部門獲得發(fā)展的前提下，對外直接投資與國際貿(mào)易之間表現(xiàn)為替代關(guān)系。Horst (1972)［3］258－266的研究也認為企業(yè)在規(guī)避東道國高關(guān)稅和貿(mào)易保護政策時，更有動力實施對外直接投資，以此來替代出口。Buckley和Casson(1981)［4］75－87認為企業(yè)出口會提升產(chǎn)品成本，而境外生產(chǎn)意味著較高的初始投資。因此，企業(yè)會依據(jù)東道國市場大小來選擇出口還是對外直接投資，而出于這一目的的對外直接投資會對出口產(chǎn)生替代效應(yīng)。以市場尋求為導(dǎo)向的對外直接投資，處于本地生產(chǎn)擴大市場以及規(guī)避貿(mào)易壁壘的目的，選擇對外直接投資必定會對出口產(chǎn)生替代效應(yīng)。實證方面，Belderbos和Sleuwaegen (1998)［5］601－638運用日本的數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，由于歐洲國家的區(qū)域貿(mào)易保護政策使得日本企業(yè)不得不在歐洲市場直接投資并在當(dāng)?shù)夭少徶虚g投入品，這樣就部分替代了日本對歐洲的出口。因此，當(dāng)對外直接投資處于尋求更大市場或規(guī)避較高貿(mào)易壁壘時，會對出口有明顯的替代效應(yīng)。但Lipsey和Weiss(1981)［6］488－494對美國的對外投資的出口效應(yīng)進行了實證檢驗，結(jié)果表明對外直接投資促進了出口。他們認為，美國的跨國公司在打入國外市場后，由于品牌效應(yīng)會提升當(dāng)?shù)叵M者對其產(chǎn)品的需求，從而增加出口。而Kojima在其邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論中指出對外直接投資與國際貿(mào)易之間應(yīng)該是互補的關(guān)系，因為當(dāng)母國在具有比較劣勢的部門進行對外直接投資時，會擴大母國與東道國之間的比較成本差距，這樣就會促進兩國之間的貿(mào)易。在新貿(mào)易理論(New Trade Theory)的研究者看來，由于產(chǎn)品內(nèi)分工的發(fā)展，不同國家承擔(dān)同一產(chǎn)品不同的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，這樣就促進了中間品貿(mào)易的發(fā)展，因此對外直接投資與國際貿(mào)易之間應(yīng)該是互補的關(guān)系。Helpman和Krugman (1985)［7］93的研究就指出對外直接投資會使得產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易和跨國公司內(nèi)部貿(mào)易的并存和增長，從而促進母國的出口。Markusen(1995)［8］169－189的研究也認為公司進行對外投資，在海外進行生產(chǎn)會增加中間投入品的需求，從而促進了母國的出口。在實證研究中，對外直接投資與出口的關(guān)系仍是不明確的。Svenson (2004)［9］609－629在對1974—1994年部分OECD國家對美國的直接投資及雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證分析后指出替代和互補關(guān)系同時存在。Chiappini (2011)［10］2957－2985在對歐洲11個國家的數(shù)據(jù)檢驗后發(fā)現(xiàn)，對外直接投資與出口直接的關(guān)系存在很大的差異。因此，研究兩者的關(guān)系，要更加細致的區(qū)分。Chiappini (2012，2013)［11］2975－2985，［12］323－342分別用法國和日本產(chǎn)業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)進行分析發(fā)現(xiàn)，對外投資與出口是互補的關(guān)系。Petri (1994)［13］1－24認為對外直接投資對貿(mào)易存在互補效應(yīng)，但不同的投資類型間存在差異，成本導(dǎo)向型對外直接投資比市場導(dǎo)向型的貿(mào)易互補效應(yīng)要強。Carr、Markusen和Maskus (2003)［14］995－1001通過建立知識—資本模型(knowledge－capital model，KKmodel)后指出工業(yè)化國家間的貿(mào)易與資本流動通常為替代關(guān)系，而發(fā)達國家與發(fā)展中國家則往往表現(xiàn)為互補關(guān)系。Goh和Siew(2013)［15］224－230分析馬來西亞的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在服務(wù)部門對外直接投資與貿(mào)易關(guān)系并不顯著。Bojnec 和Fert?(2014)［16］87－99分析OECD國家數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)對外直接投資降低了商品出口。

隨著我國“走出去”步伐的加快，對外直接投資的快速增長，對外直接投資與出口的關(guān)系也逐漸得到本國學(xué)者的關(guān)注。項本武(2007)［17］82－86利用中國1999—2001年對外投資數(shù)據(jù)實證分析后指出，中國的對外直接投資會促進出口但會抑制進口。項本武(2009)［18］33－46在對2000—2006年中國對外投資數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)從長期來看中國的對外直接投資與貿(mào)易有顯著創(chuàng)造效應(yīng)，但短期貿(mào)易效應(yīng)不明顯。張如慶(2005)［19］23－27指出我國的進出口與對外直接投資只存在單向的因果關(guān)系。陳立敏、楊振和候再平(2010)［20］78－85、張紀鳳和黃萍(2013)［21］95－103分別用中國對外投資的國家數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，中國對外直接投資對出口有顯著的促進作用。柴慶春和胡添雨(2012)［22］64－69通過比較中國對東盟和歐盟的投資發(fā)現(xiàn)，我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)存在區(qū)域差異。張春萍(2012)［23］74－85依據(jù)我國對外直接投資的不同動因?qū)⑽覈鴮ν庵苯油顿Y東道國劃分為三類，利用1996—2010年的面板數(shù)據(jù)分析后指出我國對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系存在國別差異。王勝、田濤和謝潤德(2014)［24］80－86的研究也指出我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)存在國別差異。近期的文獻則主要從微觀層面檢驗兩者的關(guān)系。蔣冠宏和蔣殿春(2014)［25］160－173、毛其淋和許家云(2014)［26］3－21、喬晶和胡兵(2015)［27］126－136基于工企業(yè)數(shù)據(jù)庫實證檢驗了兩者的關(guān)系，認為中國企業(yè)對外直接投資總體上促進了企業(yè)出口。

與上述研究對外直接投資與貿(mào)易關(guān)系的文獻相比，本文將建立一個擴張的貿(mào)易引力模型，研究對外直接投資與出口的關(guān)系。本文的核心觀點是，中國的對外直接投資在發(fā)達國家與發(fā)展中國家存在明顯的動因上的差別，對發(fā)達國家以技術(shù)尋求型為主，而對發(fā)展中國家以市場尋求型為主，因此，中國的對外投資主要目的在于規(guī)避東道國的貿(mào)易壁壘，而這一類的對外直接投資對出口應(yīng)該存在較為明顯的替代關(guān)系，特別是在2008年以后，隨著國外貿(mào)易壁壘的提高，越來越多的企業(yè)選擇到出口的東道國直接生產(chǎn)，以規(guī)避貿(mào)易壁壘。本文在充分考慮對外直接投資與出口存在雙向因果關(guān)系的前提下，使用中國2003—2013年對外直接投資的國別面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM模型進行估計，檢驗中國對外直接投資與出口關(guān)系，并提供相應(yīng)的解釋。

三、模型與方法

(一)模型設(shè)定

貿(mào)易引力模型已經(jīng)成為研究國際貿(mào)易問題最經(jīng)典的模型。該模型認為，兩國間的雙邊貿(mào)易流量與兩國的經(jīng)濟總量正相關(guān)，而與兩國間的距離成負相關(guān)。在研究OFDI與貿(mào)易之間關(guān)系的問題中，貿(mào)易引力模型是最為有效的工具。為此，本文在參考前人研究的基礎(chǔ)上采用以下計量模型來分析我國OFDI的出口的影響，計量模型如下:

式中，EXit表示中國t年對i國的出口流量，GDPit表示t 年i國的GDP，DPGDPit表示在t年i國與中國人均GDP之差的絕對值，DISi表示中國與i國首都之間的地理距離，PERit表示t年i國的人口，TFit表示t年i國的貿(mào)易自由度。countryi表示不隨時間變化的個體效應(yīng)，timet表示時間效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

EX滯后一期的引入意在模型中遺漏變量的代理變量，另外，考慮到OFDI對出口的影響不可能在當(dāng)期就體現(xiàn)出來，因此這里用OFDI滯后一期作為解釋變量來考察OFDI對出口的影響。

(二)估計方法

在本文中OFDI會影響母國對東道國的出口，同時出口額的增加會加深兩國的經(jīng)濟合作，從而又會影響中國對其的OFDI，這樣就使得雙向因果關(guān)系存在內(nèi)生性問題。為克服內(nèi)生性問題，本文模型中，將被解釋變量滯后一期作為解釋變量，將其作為部分遺漏變量的代理變量，同時也反映了出口的自身慣性。對解釋變量滯后項作為代理變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計一般采用差分GMM模型和系統(tǒng)GMM模型，差分GMM估計量采用水平值的滯后項作為差分變量的工具變量;系統(tǒng)GMM估計量進一步采用差分變量的滯后項作為水平值的工具變量;相當(dāng)于進一步增加了可用的工具變量，且估計過程中同時使用水平方程和差分方程主要原因在于，差分GMM的工具變量往往是弱工具變量，因此本文主要采用Blundell和Bond(1998)［28］115－143提出的系統(tǒng)GMM估計方法。

系統(tǒng)GMM的估計值對具體的設(shè)置非常敏感，因此，本文參照Bond(2002)［29］141－162提供的甄別方法，即如果滯后項的系統(tǒng)GMM估計值處于固定效應(yīng)估計值和混合OLS估計值之間，就認為該GMM估計結(jié)果是有效的。Bond(2002)認為混合OLS估計通常會導(dǎo)致向上偏誤的滯后項系數(shù)，而固定效應(yīng)估計則會導(dǎo)致向下偏誤的滯后項系數(shù)。在系統(tǒng)GMM模型估計中，存在動態(tài)模型設(shè)定是否適當(dāng)和工具變量選擇是否有效的問題。因此在估計的過程中要判斷模型差分的殘差是否序列相關(guān)和工具變量是否過度識別。在后文中會給出一階及二階自相關(guān)檢驗的結(jié)果和根據(jù)Hansen檢驗來判斷有無過度識別。在估計過程中，我們選擇加入時間虛擬變量以彌補模型中存在的遺漏變量偏誤。

(三)數(shù)據(jù)來源與說明

考慮到中國OFDI起步較晚，統(tǒng)計數(shù)據(jù)始于2003年，本文將使用2003—2013年包含模型設(shè)定變量的面板數(shù)據(jù)，其中選取41個主要解釋中國對外投資的東道國。樣本中我們排除了香港和澳門，因為中國的對外投資存在部分“制度逃避或投機”的動機，部分對其投資在取得外商投資身份后又返回中國大陸投資;同時還排除了傳統(tǒng)的避稅“天堂”，開曼群島和英屬維京群島。依據(jù)2013年的數(shù)據(jù)，中國對這些國家或地區(qū)的OFDI存量之和占中國全部OFDI存量(不包括排除的四個地區(qū))的79．0％。在后文的分析中我們首先將41個東道國分兩組考察:發(fā)達國家(美國、日本、法國、德國、英國、加拿大、瑞典)，發(fā)展中國家(東盟十國、印度、巴基斯坦等)。然后以2008年為界，分時間段來檢驗對外直接投資對出口的影響。

主要數(shù)據(jù)來源:OFDI存量來源于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;出口數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒; GDP、人均GDP和人口數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫;兩國距離(兩國首都距離)來源于法國國際經(jīng)濟研究所數(shù)據(jù)庫(CEPII);進出口數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒;貿(mào)易自由度指標來源于《華爾街日報》和美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的年度報告。

四、實證結(jié)果與討論

(一)OFDI對出口影響的國別差異

對計量模型進行估計結(jié)果如表1所示。表中模型1和模型2分別是固定效應(yīng)模型和混合OLS模型的估計結(jié)果。模型3是全樣本系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果，模型4是發(fā)達國家組樣本系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果，模型5是發(fā)展中國家組樣本系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果。

表1中模型1—3是全樣本的估計結(jié)果。模型3中滯后項L．lnex的系統(tǒng)GMM估計值為0．716介于模型1固定效應(yīng)估計值0．539和模型2混合OLS估計值0．907之間。因此，模型3的系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果是穩(wěn)健且可靠的(Bond，2002)。模型3的結(jié)果顯示Hansen檢驗不能拒絕原假設(shè)，工具變量有效; AR(1)和AR(2)結(jié)果表明一階差分方程中的誤差項不存在自相關(guān)。模型3結(jié)果顯示，經(jīng)濟規(guī)模對出口貿(mào)易有正的相關(guān)性，而距離變量對出口貿(mào)易存在負的相關(guān)性，這與貿(mào)易引力模型的理論預(yù)期相符。OFDI的系數(shù)在5％的水平上顯著，系數(shù)為－0．046，說明從全樣本來看OFDI替代了母國的出口。

模型4是對發(fā)達國家樣本組的系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果。與全樣本的估計結(jié)果有一定的差別，OFDI對出口仍表現(xiàn)為替代效應(yīng)，系數(shù)為－0．110，且在10％的顯著性水平上顯著。這說明我國對發(fā)達國家的對外直接投資對出口也存在替代效應(yīng)。

模型5是對發(fā)展中國家的系統(tǒng)GMM估計結(jié)果。與發(fā)展中國家相比，OFDI與出口貿(mào)易仍存在替代關(guān)系，系數(shù)為－0．062，且更為顯著，顯著水平為1％。

從實證結(jié)果來看，無論是對發(fā)達國家還是發(fā)展中國家中國的對外直接投資對出口都存在明顯的替代效應(yīng)，而且對發(fā)展中國家效果更為顯著。本文認為這一結(jié)果的主要原因在于，中國目前的對外直接投資尤其是對發(fā)展中國家的對外直接投資主要目的在于尋求更為廣泛的市場，而對發(fā)達國家動因不僅在于市場尋求，也存在大量的技術(shù)尋求動因?！?013年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》中數(shù)據(jù)顯示，中國對歐盟的投資存量主要分布在租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、金融業(yè)和制造業(yè)，對美國的投資存量主要集中在金融業(yè)和制造業(yè)，而對東盟的投資存量主要分布在能源供應(yīng)、采礦以及批發(fā)和零售業(yè)。而促使中國對外直接投資快速增長的主要原因在于國外貿(mào)易壁壘的提高，而反傾銷策略會明顯抑制中國的出口貿(mào)易，所以當(dāng)貿(mào)易壁壘顯著升高時會有更多的企業(yè)選擇對外直接投資來規(guī)避貿(mào)易壁壘。

表1 東道國分組檢驗

(二)OFDI對出口影響的滯后效應(yīng)

在前面的分析中本文以O(shè)FDI的滯后一期作為解釋變量來分析OFDI對出口的影響，這里進一步分析OFDI的滯后效應(yīng)，估計結(jié)果如表2所示。模型1只加入OFDI滯后一期項，模型2加入滯后一期和兩期，模型3同時將OFDI的滯后一期、兩期和三期作為解釋變量。

從實證結(jié)果來看，滯后兩期和三期的加入對主要解釋變量的估計系數(shù)及顯著性幾乎沒有影響，說明本文估計結(jié)果較為穩(wěn)健。在加入滯后兩期和三期后，一期滯后項仍然顯著，而且滯后兩期和三期項都沒能通過顯著性檢驗，因此，本文認為OFDI僅對下一期的出口存在影響。

表2 滯后效應(yīng)檢驗

注:表中為系統(tǒng)GMM估計，模型中還包括年度虛擬變量，為使表格更簡潔并節(jié)省頁面而未列示; AR(1)AR(2)表示自相關(guān)檢驗結(jié)果。Hansen是過度識別檢驗的結(jié)果。＊＊＊、＊＊和*分別表示在1％、5％和10％水平上顯著，括號中是t統(tǒng)計量。

(三)OFDI對出口影響的時間差異

2008年以來中國企業(yè)在國際市場上面臨了更為頻繁的反傾銷調(diào)查，這在一定程度上抑制了中國的出口貿(mào)易，同時也迫使越來越多的企業(yè)選擇對外投資來穩(wěn)固海外市場，而這種動因的對外直接投資本身就會替代出口。為驗證這一觀點，下面就以2008年為界分兩個視角段檢驗中國的對外直接投資對中國出口貿(mào)易的影響。

實證結(jié)果如表3所示。模型1是全樣本全時段的回歸結(jié)果，這一結(jié)果在上文已有討論，這里只作為一個比較組列出。模型2是2003年到2007年的估計結(jié)果，模型3是2008年到2013年的估計結(jié)果。從回歸結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，若不分段，OFDI對出口的影響在5％水平上顯著，系數(shù)為－0．046，存在替代效應(yīng);而對2003年到2007年的數(shù)據(jù)進行回歸結(jié)果為，OFDI對出口并沒有顯著的影響。對2008年到2013年的數(shù)據(jù)進行回歸結(jié)果顯示OFDI對出口的影響在1％的水平上顯著，而且系數(shù)為－0．106?？梢?008年以前對外直接投資與出口沒有顯著的關(guān)系，但2008年以后為顯著的替代關(guān)系。

本文認為出現(xiàn)上述結(jié)果的原因在于:一是在2008年以前中國的對外直接投資規(guī)模相對中國的出口規(guī)模較小，對出口難以產(chǎn)生明顯的影響，2007年中國對外投資凈額僅為1 179．1億美元，而到2013年已經(jīng)達到6 604．8億美元;二是2008年以前的對外直接投資動因不一，而不同動因的對外直接投資對出口的影響是不同的，因此相反的效應(yīng)可能相互中和;而2008年以后中國的對外直接投資有更為明顯的市場尋求動因，因此也就表現(xiàn)出更為明顯的替代效應(yīng)。

表3 分時間段系統(tǒng)GMM檢驗

注:表中為系統(tǒng)GMM估計，模型中還包括年度虛擬變量，為使表格更簡潔并節(jié)省頁面而未列示; AR(1)、AR(2)表示自相關(guān)檢驗結(jié)果。Hansen是過度識別檢驗的結(jié)果。＊＊＊、＊＊和*分別表示在1％、5％和10％水平上顯著，括號中是t統(tǒng)計量。

五、總結(jié)

近年來，中國的對外直接投資快速增長。本文基于擴展的貿(mào)易引力模型，使用2003—2013年中國對41個國家的雙邊數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)GMM模型分析了中國的OFDI對出口的影響。本文將41個國家分為發(fā)達國家組和發(fā)展中國家組分別研究對外直接投資與出口的關(guān)系，并首次以2008年為界來研究兩者的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國對發(fā)達國家和發(fā)展中國家的對外直接投資都對出口存在顯著的替代效應(yīng)，其中對發(fā)展中國家有更為顯著的影響。考慮OFDI的滯后影響，發(fā)現(xiàn)僅存在滯后一期的影響。在考慮貿(mào)易壁壘的因素后發(fā)現(xiàn)，在2008年以前，中國的OFDI對出口沒有顯著的影響，但之后有著顯著的替代關(guān)系。這表明我國2008年以后的對外直接投資動因以市場尋求為主，其主要目的在于規(guī)避東道國的貿(mào)易壁壘。我們的研究對理解中國對外直接投資與出口的關(guān)系有一定借鑒意義。

截止2013年中國對外直接投資的年流量已經(jīng)達到1 078．4億美元，按流量算中國已經(jīng)是世界上第三大對外投資大國，中國企業(yè)正逐漸走向世界。隨著“走出去”步伐的加快，尤其是“一帶一路”重大戰(zhàn)略的提出，中國將會有更多的企業(yè)到國外進行投資，因此，中國對外直接投資將怎樣影響本國的貿(mào)易將是一個值得長期探討的問題。在后續(xù)的研究中我們認為，要更多地考慮全球價值鏈分工新形勢及中國貿(mào)易以加工貿(mào)易為主這些最現(xiàn)實的情況，才能更為準確地把握中國對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系。

［1］王孝松，翟光宇，林發(fā)勤．反傾銷對中國出口的抑制效應(yīng)探究［J］．世界經(jīng)濟，2015(5)．

［2］Grubel，Johnson．Nominal Tariff Rates and United States Valuation Practices:Two Case Studies［J］．The Review of Economics and Statistics，1967．

［3］Horst．Firm and Industry Determinants of the Decision to Invest A-broad:An Empirical Study［J］．The review of economics and statistics，1972．

［4］Buckley，Mark Casson．The Optimal Timing of a Foreign Direct Investment［J］．The Economic Journal，1981．

［5］Belderbos René，Leo Sleuwaegen．Tariff Jumping Dfi and Export Substitution:Japanese Electronics Firms in Europe［J］．International Journal of Industrial Organization，1998．

［6］Lipsey Robert E，Merle Yahr Weiss．Foreign Production and Exports in Manufacturing Industries［J］．The Review of Economics and Statistics，1981．

［7］Helpman Elhanan，Paul R Krugman．Market Structure and Foreign Trade:Increasing Returns，Imperfect Competition，and the International Economy［M］．Cambridge:MIT press，1985．

［8］Markusen James R．The Boundaries of Multinational Enterprises and the Theory of International Trade［J］．The Journal of Economic Perspectives，1995．

［9］Svenson Deborah L．Foreign Investment and the Mediation of Trade Flows［J］．Review of International Economics，2004．

［10］Chiappini Raphaёl．FDI and Trade:A Granger Causality Analysis in a Heterogeneous Panel［J］．Economics Bulletin，2011(31)．

［11］Chiappini Raphaёl．Offshoring and Export Performance in the European Automotive Industry［J］．Competition＆change，2012．

［12］Chiappini Raphaёl．Do Overseas Investments Create or Replace Trade? New Insights from a Macro－Sectoral Study on Japan［R］．GRE-DEG Working Papers，2013．

［13］Petri Peter A．The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade［J］．Transnational Corporations，1994．

［14］Carr David L，James R Markusen，Keith E Maskus．Estimating the Knowledge－Capital Model of the Multinational Enterprise:Reply［J］．A-merican Economic Review，2003．

［15］Goh Soo Khoon，Siew Yean Tham．Trade Linkages of Inward and Outward Fdi:Evidence from Malaysia［J］．Economic Modelling，2013．

［16］Bojnec ?tefan，Imre Fert?．Outward Foreign Direct Investments and Merchandise Exports:The European Oecd Countries［J］．Romanian Journal of Economic Forecasting，2014．

［17］項本武．對外直接投資對國內(nèi)投資的影響——基于中國數(shù)據(jù)的協(xié)整分析［J］．中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2007(5)．

［18］項本武．東道國特征與中國對外直接投資的實證研究［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009(7)．

［19］張如慶．中國對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系分析［J］．世界經(jīng)濟研究，2005(3)．

［20］陳立敏，楊振，侯再平．出口帶動還是出口代替?——中國企業(yè)對外直接投資的邊際產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略檢驗［J］．財貿(mào)經(jīng)濟，2010(2)．

［21］張紀鳳，黃萍．替代出口還是促進出口——我國對外直接投資對出口的影響研究［J］．國際貿(mào)易問題，2013(3)．

［22］柴慶春，胡添雨．中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于對東盟和歐盟投資的差異性的考察［J］．世界經(jīng)濟研究，2012(6)．

［23］張春萍．中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2012(6)．

［24］王勝，田濤，謝潤德．中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究［J］．世界經(jīng)濟研究，2014(10)．

［25］蔣冠宏，蔣殿春．中國企業(yè)對外直接投資的“出口效應(yīng)”［J］．經(jīng)濟研究，2014(5)．

［26］毛其淋，許家云．中國對外直接投資促進抑或抑制了企業(yè)出口? ［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2014(9)．

［27］喬晶，胡兵．對外直接投資如何影響出口——基于制造業(yè)企業(yè)的匹配倍差檢驗［J］．國際貿(mào)易問題，2015(4)．

［28］Blundell Richard，Stephen Bond．Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models［J］．Journal of econometrics，1998(87)．

［29］Bond Stephen R．Dynamic Panel Data Models:A Guide to Micro Data Methods and Practice［J］．Portuguese economic journal，2002．

責(zé)任編輯:廖文婷

Can OFDI Promote the Export of China? An Empirical Analysis of Systematic Dynamic Panel GMM Model

OU Ding－yu，WEI Cong
(Business School，Xiangtan University，Xiangtan，Hunan 411105，China)

This paper is based on country－specific data of China foreign direct investment from 2003 to 2013．Selecting 41 countries and regions bilateral data as sample，setting up the extended Trade Gravity Model and using Dynamic Panel Model System GMM estimation to test the relationship between China＇s foreign direct investment and exports．The research results show that overall，China foreign direct investment has a significant substitution effect to export; as grouping，the substitution effect exists in both developed and developing countries，and is more significant in developing countries; further test with the time period divided by the year 2008，we found that foreign direct investment has insignificant effect on exports before 2008，but showed significant substitution effect after 2008．

outward foreign direct invest; export; dynamic panel data model; system GMM

F746

A

1001－5981(2016)02－0073－07

2015－10－13

歐定余(1972－)，男，湖南武岡人，博士，湘潭大學(xué)商學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師。

教育部人文社會科學(xué)一般項目“中國在東亞生產(chǎn)分工體系中地位的變遷”(項目編號:13YJA790087)。