中國(guó)對(duì)外直接投資如何影響出口
——基于目的地 “建設(shè)許可”工具變量的研究

賀 培 封肖云 林發(fā)勤

一、引言

隨著中國(guó)實(shí)施 “走出去”發(fā)展戰(zhàn)略和企業(yè)實(shí)力的增強(qiáng)，對(duì)外直接投資 （Outward Foreign Direct Investment，OFDI）迅猛發(fā)展。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2003—2015年，中國(guó)OFDI年均增幅高達(dá)33.6%。2015年，中國(guó)OFDI流量與存量分別位居全球第2位和第8位，投資流量超過(guò)同期吸收外資規(guī)模，首次實(shí)現(xiàn)資本凈輸出。然而，在國(guó)際需求依然偏弱、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)仍在持續(xù)的背景下，中國(guó)出口下行壓力仍然較大。對(duì)此，一些學(xué)者提出 “以對(duì)外投資促對(duì)外貿(mào)易”（周其仁， 2013［1］； 林毅夫， 2013［2］） 的思路， 對(duì)外直接投資對(duì)出口影響的論證依然具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

那么，中國(guó)OFDI是促進(jìn)還是替代了本國(guó)出口？傳統(tǒng)理論認(rèn)為水平型對(duì)外直接投資會(huì)替代母國(guó)出口（Markusen， 1984［3］； Markusen 和 Venables， 2000［4］），而垂直型對(duì)外直接投資將促進(jìn)母國(guó)出口 （Helpman，1984［5］）。 Blonigen （2001）［6］則認(rèn)為對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響取決于貿(mào)易的產(chǎn)品形式。如果企業(yè)在目的地生產(chǎn)最終產(chǎn)品，表現(xiàn)為對(duì)母國(guó)出口的替代效應(yīng)；如果企業(yè)在目的地生產(chǎn)的最終產(chǎn)品需要從母國(guó)進(jìn)口大量中間投入品，則表現(xiàn)為對(duì)母國(guó)出口的促進(jìn)效應(yīng)。近年來(lái)，關(guān)于中國(guó)OFDI出口效應(yīng)的研究結(jié)論也不盡相同。 謝杰和劉任余 （2011）［7］、 張春萍 （2012）［8］、張紀(jì)鳳和黃萍 （2013）［9］等都得出OFDI促進(jìn)出口的結(jié)論，但林志帆 （2016）［10］則認(rèn)為OFDI對(duì)出口的促進(jìn)作用不顯著。以上研究均假設(shè)對(duì)外直接投資與出口存在線(xiàn)性關(guān)系，但從圖1所示的中國(guó)OFDI存量與出口總額變化趨勢(shì)來(lái)看，在2008年以前，兩者基本呈現(xiàn)正向關(guān)系；2008年以后出口總額的增長(zhǎng)速度開(kāi)始低于OFDI存量的增長(zhǎng)速度，且逐年趨低。據(jù)此筆者初步認(rèn)為，中國(guó)OFDI與出口之間或許并非呈單一的線(xiàn)性關(guān)系，相關(guān)研究結(jié)論不盡相同的原因之一可能是忽視了兩者非線(xiàn)性關(guān)系存在的可能性。

圖1 中國(guó)OFDI（存量）與出口總額 （2003—2014年）

另外，有效處理因遺漏變量和雙向因果造成的內(nèi)生性，是該項(xiàng)研究不可回避的關(guān)鍵問(wèn)題。由于已有文獻(xiàn)在解決以上內(nèi)生性問(wèn)題上存在不足，使得研究結(jié)論的可信度值得商榷。蔡銳和劉泉 （2004）［11］、張如慶（2005）［12］等的研究，使用了時(shí)間序列數(shù)據(jù)并輔以協(xié)整回歸、誤差修正模型等方法；項(xiàng)本武 （2009）［13］、陳立敏等 （2010）［14］、 張春萍 （2012）［8］以及劉再起和謝潤(rùn)德 （2014）［15］等雖然使用了跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，但仍沿襲協(xié)整分析思路。以上文獻(xiàn)均僅選擇OFDI對(duì)出口總量進(jìn)行單變量回歸，沒(méi)有考慮同時(shí)影響出口的其他因素，使分析論證存在遺漏變量偏誤問(wèn)題。雖然謝杰和劉任余 （2011）［7］、 張紀(jì)鳳和黃萍 （2013）［9］等借助擴(kuò)展的引力模型考慮了影響出口的更多因素，并控制了時(shí)間固定效應(yīng)，一定程度上解決了遺漏變量問(wèn)題，但仍未能較好地處理雙向因果問(wèn)題。在利用宏觀數(shù)據(jù)的研究中，王勝等 （2014）［16］以及劉曉光等（2014）［17］在解決因投資與貿(mào)易雙向聯(lián)動(dòng)而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題上進(jìn)行了嘗試，其將OFDI的滯后項(xiàng)作為當(dāng)期工具變量進(jìn)行GMM估計(jì)。但由于GMM方法對(duì)滯后項(xiàng)選取較敏感，使得實(shí)證結(jié)果缺乏穩(wěn)健性。蔣冠宏和蔣殿春 （2014）［18］以及毛其淋和許家云 （2014）［19］運(yùn)用企業(yè)數(shù)據(jù)，基于匹配和雙重差分 （DID）方法對(duì)中國(guó)OFDI出口效應(yīng)的論證，能較好地避免宏觀數(shù)據(jù)中存在的測(cè)量誤差和遺漏變量問(wèn)題，也在一定程度上解決了投資和貿(mào)易之間的雙向因果關(guān)系，但仍存在不足：一是匹配和DID方法主要通過(guò)比較OFDI和非OFDI企業(yè)的出口情況，盡管分析得出對(duì)外投資這一行為對(duì)該企業(yè)出口產(chǎn)生的影響，卻無(wú)法論證對(duì)外投資額的增加對(duì)出口的影響；二是難以捕捉OFDI企業(yè)對(duì)非OFDI企業(yè)出口的帶動(dòng)效應(yīng)，如商貿(mào)服務(wù)型OFDI企業(yè)在率先覺(jué)察到國(guó)外客戶(hù)的特殊需求而在國(guó)內(nèi)更新產(chǎn)品生產(chǎn)時(shí)，國(guó)內(nèi)非OFDI企業(yè)可能會(huì)追隨模仿新產(chǎn)品從而實(shí)現(xiàn)出口的增長(zhǎng)。因此，準(zhǔn)確評(píng)估對(duì)外直接投資對(duì)出口的影響，有賴(lài)于對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題更加客觀有效的處理。

相較于上述分析方法，引入合理的工具變量能夠更加有效地克服內(nèi)生性問(wèn)題。因?yàn)楣ぞ咦兞颗c實(shí)證模型中內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)，且與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)嚴(yán)格外生，可使研究結(jié)論更加客觀準(zhǔn)確地反映OFDI對(duì)出口的影響。筆者嘗試以世界銀行 “Doing Business”數(shù)據(jù)中的 “建設(shè)許可”指標(biāo)①“建設(shè)許可”指標(biāo)記錄了在各國(guó)建設(shè)一個(gè)倉(cāng)庫(kù)／項(xiàng)目所需要的手續(xù)、時(shí)間和花費(fèi)。為基礎(chǔ)構(gòu)建工具變量。首先，從相關(guān)性看，該指標(biāo)能夠一定程度地衡量當(dāng)?shù)赝顿Y環(huán)境和投資成本，因此會(huì)對(duì)中國(guó)向各國(guó)投資產(chǎn)生直接影響。其次，反映各國(guó)項(xiàng)目建設(shè)要求的指標(biāo)不會(huì)對(duì)中國(guó)向該國(guó)的出口產(chǎn)生直接影響，中國(guó)企業(yè)的單一行為 （出口或投資）也不足以影響目的國(guó)對(duì)項(xiàng)目建設(shè)方面的要求，因此該指標(biāo)在本文研究中符合外生性要求?；谏鲜龉ぞ咦兞康倪\(yùn)用，并考慮到中國(guó)OFDI與出口之間存在非線(xiàn)性關(guān)系的可能性，筆者證實(shí)中國(guó)OFDI對(duì)出口總值的影響呈現(xiàn)先促進(jìn)后降低的倒U型狀態(tài)，且主要體現(xiàn)為對(duì)出口擴(kuò)展邊際 （extensive margin）的倒U型影響，而對(duì)出口集約邊際 （intensive margin）的影響不顯著。筆者通過(guò)一系列檢驗(yàn)也證明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。本文其余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分闡釋出口二元邊際的測(cè)度方法、構(gòu)建實(shí)證模型并進(jìn)行相關(guān)數(shù)據(jù)說(shuō)明；第三部分分別從出口總值和出口二元邊際層面，對(duì)中國(guó)OFDI的出口效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)；第四部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，重點(diǎn)運(yùn)用 “建設(shè)許可”指標(biāo)構(gòu)建工具變量對(duì)中國(guó)OFDI與出口的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，另外筆者還從出口二元邊際加權(quán)測(cè)度、OFDI流量、時(shí)間和空間的穩(wěn)健性等角度進(jìn)行了實(shí)證考察；第五部分總結(jié)全文研究結(jié)論，并據(jù)此提出以后研究的拓展方向及政策建議。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)描述

（一）出口二元邊際的測(cè)度

筆者所用出口指標(biāo)分別選取出口總值、出口二元邊際 （包括擴(kuò)展邊際和集約邊際）進(jìn)行衡量，對(duì)出口二元邊際的分解運(yùn)用產(chǎn)品層面 （HS6位碼）數(shù)據(jù)計(jì)算得出，并分別使用不加權(quán)測(cè)度 （unweighted measures）和加權(quán)測(cè)度 （weighted measures）②筆者在基本回歸中將使用不加權(quán)測(cè)度方法計(jì)算的二元邊際，將加權(quán)測(cè)度方法計(jì)算的二元邊際作為后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)之一。兩種方法。

不加權(quán)測(cè)度方法主要來(lái)自Hillberry和Hummels（2008）［20］以及 Bernard 等 （2007）［21］， 其將一國(guó)總的出口價(jià)值表示為出口的產(chǎn)品種類(lèi)乘以每種產(chǎn)品的平均出口價(jià)值。其中，出口產(chǎn)品種類(lèi)即產(chǎn)品層面的擴(kuò)展邊際，每種產(chǎn)品的平均出口價(jià)值即產(chǎn)品層面的集約邊際。如式 （1）：

式 （1） 中，EXPij，t表示t時(shí)期i國(guó)對(duì)j國(guó)總的出口價(jià)值；Nij，t表示該國(guó)出口的產(chǎn)品種類(lèi)，即產(chǎn)品層面的擴(kuò)展邊際表示每種產(chǎn)品出口的平均價(jià)值，即產(chǎn)品層面的集約邊際IMij，t。

式 （2） 中，Nij，t表示t時(shí)期i國(guó)對(duì)j國(guó)出口的產(chǎn)品束，Nwj≡Ui，tkij，t表示在樣本中任意年份所有國(guó)家出口對(duì)j國(guó)的產(chǎn)品束，表示所有國(guó)家對(duì)j國(guó)出口的產(chǎn)品k的平均出口價(jià)值 （將所有國(guó)家產(chǎn)品k的出口加總后按年數(shù)平均），該指標(biāo)即為出口權(quán)重。EXPij，t（k） 表示t時(shí)期i國(guó)對(duì)j國(guó)產(chǎn)品k的出口價(jià)值。擴(kuò)展邊際與集約邊際的乘積表示t時(shí)期i國(guó)對(duì)j國(guó)的出口占所有國(guó)家對(duì)j國(guó)年平均出口的份額。

（二）模型設(shè)定

已有文獻(xiàn)基于貿(mào)易引力模型對(duì)中國(guó)OFDI出口效應(yīng)進(jìn)行了研究，③如張應(yīng)武 （2007）、 張紀(jì)鳳和黃萍 （2013）［9］、 王勝等 （2014）［16］、 劉曉光等 （2014）［17］、 林志帆 （2016）［10］等。從對(duì)基本變量的回歸結(jié)果來(lái)看，引力模型為國(guó)家層面數(shù)據(jù)研究提供了可信賴(lài)的模型設(shè)定依據(jù)。 Anderson和 Wincoop （2004）［24］認(rèn)為，引力模型在引入可能影響雙邊貿(mào)易的諸如人均收入、是否接壤、是否擁有共同語(yǔ)言、是否具有殖民關(guān)系、貿(mào)易壁壘水平等因素后，能夠解釋跨國(guó)間80%以上的貿(mào)易流量。因此筆者亦將貿(mào)易引力模型作為實(shí)證框架，同時(shí)考慮到中國(guó)OFDI與出口可能存在的非線(xiàn)性關(guān)系，在研究主變量OFDI與出口之間一元線(xiàn)性關(guān)系的基礎(chǔ)上加入OFDI的平方項(xiàng)。具體模型設(shè)定如下：

式 （3） 中， 中國(guó)c到j(luò)國(guó)家的出口lnEXPcj，t由兩國(guó)收入 lnGDPc，t、 lnGDPj，t以及兩國(guó)地理距離 lndiscj決定，它們是引力模型的基礎(chǔ)變量。核心解釋變量為中國(guó)到j(luò)國(guó)的對(duì)外直接投資存量，包括OFDI取對(duì)數(shù)后的一次項(xiàng)lnOFDIcj，t和OFDI取對(duì)數(shù)后的平方項(xiàng)lnOFDI2cj，t。控制變量X考慮了影響貿(mào)易的各種雙邊及單邊異質(zhì)性，包括j國(guó)是否與中國(guó)接壤contigcj、是否與中國(guó)擁有共同語(yǔ)言comlangcj，j國(guó)是否為WTO成員國(guó)WTOcj，t、 是否與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定FTAcj，t、 兩國(guó)人口總數(shù) lnpopulc，t和 lnpopulj，t；δexpt為年份固定效應(yīng)，用以控制全球經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)中國(guó)向各國(guó)出口的共同沖擊；為j國(guó)個(gè)體固定效應(yīng)，用以控制各個(gè)國(guó)家不隨時(shí)間變動(dòng)的特征；為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

根據(jù)出口二元邊際的不加權(quán)測(cè)度方法式 （1），可以將總出口寫(xiě)為：

根據(jù)出口二元邊際的加權(quán)測(cè)度方法式 （2），可以將總出口寫(xiě)為：

其中，作為不隨時(shí)間變化的j國(guó)特征，將被j國(guó)個(gè)體效應(yīng)吸收。

由此，基于引力模型的出口擴(kuò)展邊際和集約邊際的回歸模型為：

式 （3）、（4）和 （5）是基本回歸方程，式（4）和 （5）中同一變量的回歸系數(shù)加總后應(yīng)等于式（3）中對(duì)應(yīng)變量系數(shù)估計(jì)值。

（三）變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明

筆者選取樣本的時(shí)間跨度為2003—2014年，該段時(shí)間恰能反映中國(guó)企業(yè)大規(guī)模 “走出去”的基本情況。OFDI數(shù)據(jù)來(lái)自商務(wù)部 《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》歷年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，包括歷年中國(guó)向各國(guó)的OFDI存量和流量。在基本回歸分析中，筆者選取存量數(shù)據(jù)，并使用流量數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。出口數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)UNCOMTRADE產(chǎn)品層面 （HS6位碼）的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)?？刂谱兞恐?，兩國(guó)GDP和總?cè)丝趤?lái)自世界銀行WDI數(shù)據(jù)，雙邊地理距離、是否與中國(guó)接壤、是否與中國(guó)擁有共同語(yǔ)言等來(lái)自CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)①雙邊地理距離選取兩個(gè)最多人口城市之間的地理距離，共同語(yǔ)言選取兩國(guó)是否擁有共同官方語(yǔ)言。。j國(guó)是否為WTO成員國(guó)、是否與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)分別來(lái)自WTO官網(wǎng)和中國(guó)商務(wù)部官網(wǎng)。經(jīng)過(guò)整理，筆者最終得到2003—2014年中國(guó)對(duì)178個(gè)國(guó)家 （地區(qū)）的OFDI與出口數(shù)據(jù)，包括34個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家 （地區(qū)）、144個(gè)發(fā)展中國(guó)家 （地區(qū)）。②在基本回歸中，保留中國(guó)OFDI重要中轉(zhuǎn)地中國(guó)香港和主要避稅地英屬維爾京群島、開(kāi)曼群島、百慕大群島等，但亦將刪掉以上國(guó)家 （地區(qū)）的情況進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。各主要變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)如表1所示。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）中國(guó)OFDI對(duì)出口總值的影響

如表2所示的基本回歸分析中，被解釋變量為中國(guó)對(duì)各國(guó)的出口總值，主變量選取OFDI存量。第1～3列呈現(xiàn)了混合OLS回歸模型的回歸結(jié)果，第4～7列則采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。第1列為不加任何控制變量和固定效應(yīng)的基準(zhǔn)檢驗(yàn)，這種 “單變量”設(shè)定的回歸結(jié)果顯示OFDI與出口呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，影響彈性為0.47，與采用協(xié)整分析的文獻(xiàn)得到的結(jié)果相近 （項(xiàng)本武，2009［13］；陳立敏等， 2010［14］； 張春萍， 2012［8］）。 第 2 列加入引力模型基本變量及其他控制變量，并控制了年份固定效應(yīng)，此時(shí)OFDI對(duì)出口的正向影響大大降低但仍顯著。劉曉光等 （2016）［17］在采用引力模型加入其他控制變量并固定年份效應(yīng)后，得到了與之一致的結(jié)論。但考慮到目的國(guó)個(gè)體特征差異對(duì)雙邊貿(mào)易的影響，筆者在第3列中對(duì)此進(jìn)行控制，得到的OFDI系數(shù)依然為正，但變得不顯著。該結(jié)果與林志帆 （2016）［10］實(shí)證分析中控制年份和國(guó)家個(gè)體效應(yīng)后的結(jié)論相吻合。據(jù)此可以初步判斷，已有的一些文獻(xiàn)在沒(méi)有控制目的國(guó)個(gè)體特征的情況下得出的中國(guó)OFDI對(duì)出口產(chǎn)生正向促進(jìn)作用的結(jié)論，存在著因遺漏變量造成的內(nèi)生性偏誤。更進(jìn)一步，筆者在第4列采用固定效應(yīng)模型并同時(shí)控制了年份和國(guó)家個(gè)體效應(yīng)，以剔除兩國(guó)政治外交關(guān)系等不可觀測(cè)或量化的因素引起的偏誤。結(jié)果顯示，OFDI系數(shù)變化不大，且仍不顯著。

表2第1～4列的回歸結(jié)果說(shuō)明，在有效剔除相關(guān)文獻(xiàn)因遺漏變量造成的內(nèi)生性偏誤后，中國(guó)OFDI對(duì)出口的促進(jìn)作用沒(méi)有呈現(xiàn)顯著的一階線(xiàn)性關(guān)系。但根據(jù)圖1得到的 OFDI與出口兩者之間存在非線(xiàn)性關(guān)系的可能性，筆者在第5列中加入OFDI平方項(xiàng)。結(jié)果顯示，在加入控制變量和固定年份、國(guó)家個(gè)體特征后，lnOFDI與lnOFDI2系數(shù)均顯著，證實(shí)了中國(guó)OFDI與出口兩者之間非線(xiàn)性關(guān)系存在的事實(shí)?？紤]到使用OFDI當(dāng)期值時(shí)，存在著OFDI與出口因同時(shí)受到外生政治沖擊而使兩者具有正相關(guān)性的可能，故而在表2的最后兩列分別使用OFDI滯后1期和滯后2期，這樣也能同時(shí)體現(xiàn)對(duì)外直接投資形成的海外生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力對(duì)出口的長(zhǎng)期影響。估計(jì)結(jié)果顯示，中國(guó)OFDI對(duì)出口的非線(xiàn)性作用依然穩(wěn)健。

表2 中國(guó)OFDI對(duì)出口總值的影響

表2顯示，lnOFDI2與lnOFDI系數(shù)分別顯著為負(fù)和顯著為正。從滯后1期和滯后2期的回歸結(jié)果看，拐點(diǎn)值分別為6.27和5.17①6.27＝0.0891／（2×0.0071） ； 5.17＝0.062／（2×0.006）。，處于lnOFDI數(shù)據(jù)分布0～17.75之間 （見(jiàn)表1）。因此，中國(guó)OFDI對(duì)出口確實(shí)存在顯著促進(jìn)作用。但隨著OFDI規(guī)模的擴(kuò)大，其對(duì)出口又轉(zhuǎn)為負(fù)向影響，即導(dǎo)致出口下降。圖2更直觀地呈現(xiàn)了中國(guó)OFDI對(duì)出口的這種倒U型影響。

圖2 中國(guó)OFDI對(duì)出口總值的影響

（二）中國(guó)OFDI對(duì)出口二元邊際的影響

表3反映了中國(guó)OFDI存量對(duì)出口二元邊際呈現(xiàn)出的不同影響。根據(jù)第1和第3列的回歸結(jié)果和拐點(diǎn)值判斷，OFDI對(duì)出口擴(kuò)展邊際的影響同出口總值情況一致：總體來(lái)說(shuō)，中國(guó)OFDI對(duì)本國(guó)出口產(chǎn)品種類(lèi)也呈現(xiàn)先促進(jìn)后降低的作用。第2和第4列回歸結(jié)果均顯示，OFDI對(duì)出口集約邊際作用不顯著，即中國(guó)OFDI對(duì)每種產(chǎn)品平均出口的影響不確定。筆者進(jìn)一步將全樣本分為OECD和非OECD國(guó)家 （地區(qū)）進(jìn)行檢驗(yàn)，第6列對(duì)非OECD國(guó)家 （地區(qū)）的回歸中，拐點(diǎn)值為6.7，位于該子樣本數(shù)據(jù)分布區(qū)間為2.77～8.39，說(shuō)明中國(guó)在非OECD國(guó)家 （地區(qū)）的OFDI，對(duì)本國(guó)出口產(chǎn)品種類(lèi)的影響依然呈現(xiàn)倒U型；但第5列對(duì)OECD國(guó)家 （地區(qū)）的回歸中，拐點(diǎn)值為9.5，處于該子樣本數(shù)據(jù)分布區(qū)間5.68～8.37的右邊，說(shuō)明中國(guó)對(duì)OECD國(guó)家 （地區(qū)）的直接投資顯著增加了對(duì)這些國(guó)家的出口種類(lèi)。 Feenstra和 Kee （2008）［23］、Hauseman等 （2007）［25］的研究已經(jīng)論證，一國(guó)出口產(chǎn)品種類(lèi)的多樣化，有利于該國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率和國(guó)家收入水平的顯著提升。

表3 中國(guó)OFDI對(duì)出口二元邊際的影響

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）因果關(guān)系檢驗(yàn)——工具變量

以上基本回歸通過(guò)控制時(shí)間和個(gè)體效應(yīng)以及使用主變量滯后項(xiàng)，一定程度上克服了內(nèi)生性問(wèn)題。筆者還將為OFDI構(gòu)建一個(gè)工具變量，利用二階段最小二乘法進(jìn)一步確定中國(guó)OFDI與出口間的因果關(guān)系。該工具變量應(yīng)對(duì)中國(guó)向各國(guó)的對(duì)外直接投資有直接影響，但與中國(guó)對(duì)各國(guó)的出口不產(chǎn)生直接影響。據(jù)此，筆者采用世界銀行 “Doing Business”數(shù)據(jù)中的 “建設(shè)許可”（Dealing with Construction Permits）指標(biāo)，該指標(biāo)記錄了各國(guó)建設(shè)一個(gè)倉(cāng)庫(kù)／項(xiàng)目所需要的手續(xù)、時(shí)間和花費(fèi)，包括提交申請(qǐng)、獲取許可證以及接受一切必需的檢查、質(zhì)量和安全系統(tǒng)監(jiān)控等。該指標(biāo)能夠一定程度地衡量當(dāng)?shù)赝顿Y環(huán)境和在當(dāng)?shù)赝顿Y的成本，因此會(huì)對(duì)中國(guó)對(duì)各國(guó)的投資產(chǎn)生直接影響，但反映各國(guó)項(xiàng)目建設(shè)要求的指標(biāo)不會(huì)對(duì)中國(guó)向該國(guó)的出口產(chǎn)生直接影響。同時(shí)，筆者將 “建設(shè)許可”指標(biāo)的分值用中國(guó)對(duì)該國(guó)的OFDI份額 （滯后1期）進(jìn)行加權(quán)，旨在體現(xiàn)目的國(guó) “建設(shè)許可”指標(biāo)會(huì)因中國(guó)對(duì)該國(guó)直接投資份額的不同而對(duì)出口產(chǎn)生的不同程度的影響。計(jì)算公式為：

式 （6） 中，Construcj，t是t時(shí)期j國(guó)的 “建設(shè)許可” 分值，OFDIcj，t－1是t－1 時(shí)期中國(guó)到j(luò)國(guó)的對(duì)外直接投資存量， 因此scj，t－1為t－1時(shí)期對(duì)j國(guó)的 OFDI占中國(guó)OFDI總額的比重。

這一基于目的國(guó) “建設(shè)許可”構(gòu)建的工具變量對(duì)中國(guó) （出口和OFDI）來(lái)說(shuō)可以看作是外生的：首先，中國(guó)企業(yè)的單一行為 （出口或投資）不足以影響目的國(guó)對(duì)項(xiàng)目建設(shè)方面的要求；其次，回歸中控制了目的國(guó)GDP，以捕捉 “建設(shè)許可”指標(biāo)通過(guò)一國(guó)GDP影響中國(guó)對(duì)該國(guó)出口的可能性，同時(shí)回歸中控制了時(shí)間和國(guó)家個(gè)體效應(yīng)，因而降低了工具變量與遺漏變量相關(guān)的可能性。

運(yùn)用以目的國(guó) “建設(shè)許可”作為工具變量并利用面板數(shù)據(jù)的二階段最小二乘法的估計(jì)策略時(shí)，在第一階段回歸中應(yīng)首先考慮工具變量對(duì)中國(guó)OFDI的影響，即：

在式 （7） 和 （8） 中，Z2cj，t為工具變量Zcj，t的平方。按照世界銀行對(duì) “建設(shè)許可”指標(biāo)的計(jì)算方法，分值越高的國(guó)家，與表現(xiàn)最好的國(guó)家的差異 （Distance to Frontier）越小，因此越容易吸引外國(guó)投資。

在第二階段回歸中，用式 （7）和 （8）中l(wèi)nOFDI與lnOFDI2的擬合值分別代表式 （3）中的lnOFDI與lnOFDI2進(jìn)行估計(jì)，即：

對(duì)于出口擴(kuò)展邊際和集約邊際的第二階段回歸同式 （9）。

二階段最小二乘法的實(shí)證結(jié)果如表4所示。表4中的估計(jì)結(jié)果是否可信，取決于筆者所構(gòu)建的工具變量的有效性。而工具變量是否有效，主要取決于兩個(gè)條件：一是工具變量與內(nèi)生變量間必須高度相關(guān)；二是工具變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)。根據(jù)二階段最小二乘法的第一階段回歸結(jié)果，工具變量Z和Z2分別與內(nèi)生變量lnOFDI和lnOFDI2高度相關(guān)。并且從不可識(shí)別檢驗(yàn)來(lái)看，Underidentification test的P統(tǒng)計(jì)值（Kleibergen 和 Paap， 2006［26］） 為0.0002， 顯著拒絕了識(shí)別不足的原假設(shè)。根據(jù)Stock和Yogo（2005）［27］的論證，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值在不同概率水平上具有不同的臨界值。表4呈現(xiàn)的實(shí)證結(jié)果顯示，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值約為22，大于其10%統(tǒng)計(jì)水平上的臨界值7.03，并且該F統(tǒng)計(jì)值大于Staiger和Stock（1997）［28］提出的臨界值10，因而拒絕弱工具變量的假設(shè)。對(duì)于要滿(mǎn)足的外生性條件，筆者利用基于異方差的識(shí)別技術(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)①該識(shí)別技術(shù)合理性的詳細(xì)證明過(guò)程見(jiàn)Lewbel（2012）［29］。另外，胡翠等 （2015）［30］即用該方法對(duì)文中構(gòu)建的工具變量進(jìn)行了外生性檢驗(yàn)。。根據(jù)Lewbel（2012）［29］的論證，如果用內(nèi)生變量對(duì)模型中的其他控制變量和外生變量進(jìn)行回歸后的殘差是異方差的，則該殘差與去掉平均趨勢(shì)后的外生變量的乘積將是內(nèi)生變量的較好的工具變量。筆者首先用中國(guó)OFDI對(duì)控制變量以及加權(quán)的目的國(guó) “建設(shè)許可”指標(biāo)進(jìn)行回歸得到殘差，通過(guò) Breusch-Pagan檢驗(yàn)，P值為0.00，拒絕同方差的假設(shè)，可以用殘差與去掉平均值后的加權(quán)目的國(guó) “建設(shè)許可”指標(biāo)的乘積作為OFDI的新工具變量。筆者利用這一新工具變量并包含加權(quán)目的國(guó) “建設(shè)許可”指標(biāo)，對(duì)式 （9）進(jìn)行回歸。對(duì)出口二元邊際的回歸同理于式 （9）。結(jié)果見(jiàn)表4中的第4～6列，加權(quán)目的國(guó) “建設(shè)許可”指標(biāo)Z與Z2回歸系數(shù)均不顯著。據(jù)此可以認(rèn)為，加權(quán)目的國(guó)“建設(shè)許可”指標(biāo)在該模型中是外生的。以上檢驗(yàn)表明，筆者構(gòu)建的加權(quán)目的國(guó) “建設(shè)許可”指標(biāo)這一工具變量是有效的。

根據(jù)面板數(shù)據(jù)二階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果（表4第1～3列），并在使用工具變量有效克服內(nèi)生性偏誤后，基本回歸結(jié)果依然穩(wěn)健，說(shuō)明隨著中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模的擴(kuò)大，OFDI對(duì)出口的影響呈現(xiàn)先促進(jìn)后降低的倒U型。從出口二元邊際來(lái)看，主要體現(xiàn)為對(duì)出口產(chǎn)品種類(lèi)的影響，對(duì)每種產(chǎn)品平均出口的影響不顯著。

表4 二階段最小二乘法實(shí)證結(jié)果

續(xù)前表

（二）時(shí)間穩(wěn)健性與空間穩(wěn)健性檢驗(yàn)

商務(wù)部關(guān)于中國(guó)OFDI的統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生過(guò)變化，2003—2006年公布的數(shù)據(jù)不包含金融類(lèi)直接投資，2007年以后公布的數(shù)據(jù)將金融類(lèi)直接投資包含在內(nèi)。這種統(tǒng)計(jì)口徑的擴(kuò)大勢(shì)必會(huì)增大OFDI數(shù)額的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，繼而致使我們產(chǎn)生疑問(wèn)：中國(guó)OFDI與出口的非線(xiàn)性關(guān)系是否來(lái)自于2007年以后OFDI統(tǒng)計(jì)口徑的擴(kuò)大？對(duì)此，筆者將樣本分為 2003—2006年與2007—2014年兩個(gè)區(qū)間，在確保統(tǒng)計(jì)口徑一致的前提下，如果兩個(gè)區(qū)間內(nèi)OFDI與出口的非線(xiàn)性作用依然顯著，則可以證明實(shí)證結(jié)果在時(shí)間上的穩(wěn)健性。表5提供的估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是在2003—2006年還是2007—2014年，中國(guó)OFDI對(duì)出口總值和出口產(chǎn)品種類(lèi)的影響依然呈現(xiàn)倒U形的非線(xiàn)性關(guān)系，證實(shí)了基本回歸結(jié)論在時(shí)間上的穩(wěn)健性。

表5 時(shí)間穩(wěn)健性檢驗(yàn)

另外，考慮到中國(guó)有大量OFDI流向世界各大金融中心和避稅地，其目的主要是進(jìn)行資金中轉(zhuǎn)和避稅，筆者在總樣本中將這些國(guó)家 （地區(qū)）刪除，包括作為 “避稅天堂”的英屬維爾京群島、開(kāi)曼群島、百慕大群島 （宗芳宇等，2012［31］），以及中國(guó) OFDI重要中轉(zhuǎn)地中國(guó)香港 （王碧珺，2013［32］）。刪除后的檢驗(yàn) （表6）表明，基本回歸結(jié)果在空間分布上依然穩(wěn)健。

表6 空間穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）二元邊際加權(quán)測(cè)度與OFDI流量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表7中的第1和第2列使用加權(quán)測(cè)度方法計(jì)算的二元邊際，檢驗(yàn)了中國(guó)OFDI對(duì)出口的影響；第3～5列則使用OFDI流量數(shù)據(jù)對(duì)穩(wěn)健性進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，基本回歸結(jié)果依然成立。

表7 二元邊際加權(quán)測(cè)度與OFDI流量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)前表

中國(guó)OFDI對(duì)出口呈現(xiàn)出倒U型影響，這是筆者與其他已有文獻(xiàn)研究結(jié)論的一個(gè)重要不同之處。究其原因，筆者認(rèn)為，除了更好地處理了因遺漏變量和雙向因果造成的內(nèi)生性，從而更加客觀地反映了中國(guó)OFDI對(duì)出口影響的真實(shí)情況外，還獲益于選取了更新的樣本期間 （2003—2014年），得以更好地考察近幾年中國(guó)企業(yè)大規(guī)模 “走出去”背景下OFDI呈現(xiàn)的新特征。

五、結(jié)論與建議

筆者通過(guò)構(gòu)建目的地加權(quán) “建設(shè)許可”指標(biāo)作為OFDI的工具變量，并利用2003—2014年中國(guó)對(duì)目的國(guó)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)和產(chǎn)品層面出口數(shù)據(jù)，論證了中國(guó)OFDI如何影響出口和出口二元邊際這一重要問(wèn)題，得出結(jié)論如下：

首先，目的地加權(quán) “建設(shè)許可”工具變量的運(yùn)用，能夠更好地處理已有研究中因遺漏變量和雙向因果造成的內(nèi)生性問(wèn)題，從而更客觀準(zhǔn)確地估計(jì)中國(guó)OFDI對(duì)出口的影響效應(yīng)。

其次，筆者發(fā)現(xiàn)，中國(guó)OFDI對(duì)出口的影響呈現(xiàn)先促進(jìn)后降低的倒U型，這是本文結(jié)論較已有文獻(xiàn)的一個(gè)重要不同之處。對(duì)出口二元邊際的差異性分析得出，中國(guó)OFDI出口效應(yīng)對(duì)集約邊際的影響不顯著，主要體現(xiàn)為對(duì)擴(kuò)展邊際的倒U型影響。其中對(duì)OECD國(guó)家 （地區(qū)）出口產(chǎn)品種類(lèi)具有顯著非線(xiàn)性提升作用，這將有利于我國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率和國(guó)家收入水平的提升。

最后，筆者選取較新的樣本時(shí)間 （2003—2014年），能夠更好地考察近幾年中國(guó)企業(yè)大規(guī)模 “走出去”背景下OFDI呈現(xiàn)的新特征，這也是本文論證得出的隨著OFDI規(guī)模的擴(kuò)大，其對(duì)出口的影響由促進(jìn)轉(zhuǎn)為降低的原因之一。

基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下建議。

第一，進(jìn)一步探究中國(guó)OFDI對(duì)出口產(chǎn)生促進(jìn)或降低作用的原因，是今后研究拓展的一個(gè)方向。

根據(jù)相關(guān)理論分析和已有文獻(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)出口的作用取決于貿(mào)易的產(chǎn)品形式。如果企業(yè)在目的國(guó)生產(chǎn)最終產(chǎn)品，表現(xiàn)為對(duì)母國(guó)出口的替代效應(yīng)；如果企業(yè)在目的國(guó)生產(chǎn)的最終產(chǎn)品需要從母國(guó)進(jìn)口大量中間投入品，則表現(xiàn)為對(duì)母國(guó)出口的促進(jìn)效應(yīng)。另外，面對(duì)金融危機(jī)以來(lái)發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)中國(guó)實(shí)施的各種關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，一些企業(yè)正通過(guò)在發(fā)展中國(guó)家投資設(shè)廠(chǎng)的方式，實(shí)現(xiàn)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的間接出口。再者，旨在開(kāi)拓海外市場(chǎng)的商貿(mào)服務(wù)型投資作為中國(guó)主要的OFDI方式，是否對(duì)出口真正產(chǎn)生促進(jìn)作用亦值得考察。未來(lái)的研究可基于以上視角，進(jìn)一步深入探究中國(guó)OFDI對(duì)出口呈現(xiàn)倒U型影響的原因。

第二，中國(guó)OFDI對(duì)出口的動(dòng)態(tài)影響有待長(zhǎng)期跟蹤研究。

基于中國(guó)OFDI與出口之間存在的非線(xiàn)性關(guān)系，筆者認(rèn)為OFDI對(duì)出口的影響會(huì)隨著對(duì)外投資規(guī)模的擴(kuò)大而發(fā)生改變。另外，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)要素成本的變化、對(duì)外投資動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)變等也可能影響OFDI的出口效應(yīng)。因此，中國(guó)OFDI對(duì)出口的長(zhǎng)期影響值得持續(xù)關(guān)注。

第三，現(xiàn)階段不應(yīng)片面地一味關(guān)注中國(guó)OFDI對(duì)出口的帶動(dòng)作用。

通過(guò)對(duì)外直接投資促進(jìn)出口，消化由于內(nèi)需不足導(dǎo)致的產(chǎn)能過(guò)剩，這從需求的角度來(lái)看確是一條可行之路。同時(shí)，還要從供給方面肯定OFDI對(duì)國(guó)內(nèi)過(guò)剩產(chǎn)能向境外轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)，這亦是在對(duì)外經(jīng)貿(mào)領(lǐng)域推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的途徑之一。中國(guó)企業(yè)通過(guò)對(duì)目的國(guó)的投資實(shí)現(xiàn)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)能力的直接轉(zhuǎn)移，雖然會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生一定的替代，但從更深遠(yuǎn)的戰(zhàn)略意義來(lái)看，其將為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)提供新動(dòng)力。另外，OFDI具有提升企業(yè)生產(chǎn)率、通過(guò)發(fā)展中國(guó)家間接促進(jìn)出口的正向作用，因而應(yīng)加快對(duì)外投資便利化進(jìn)程，為企業(yè)創(chuàng)造良好的對(duì)外投資環(huán)境，不斷增強(qiáng)企業(yè) “走出去”的內(nèi)生動(dòng)力，促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資的穩(wěn)步發(fā)展。

第四，應(yīng)注重OFDI對(duì)促進(jìn)出口產(chǎn)品多樣化以及提升企業(yè)國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力等更加深遠(yuǎn)的影響。

從OFDI可促進(jìn)出口產(chǎn)品種類(lèi)多樣化、提升母國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率和國(guó)家收入水平的角度來(lái)看，政府應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)根據(jù)不同收入水平目的國(guó)的市場(chǎng)需求合理調(diào)整出口結(jié)構(gòu)，進(jìn)行獲取市場(chǎng)資源型的海外并購(gòu)，促進(jìn)出口產(chǎn)品多樣化；應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)著眼于與發(fā)達(dá)國(guó)家的研發(fā)型投資合作，為其在該類(lèi)國(guó)家的并購(gòu)項(xiàng)目提供信息和便利化支持，以利于企業(yè)提升技術(shù)開(kāi)發(fā)與生產(chǎn)能力，推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)向全球價(jià)值鏈高端躍升。對(duì)企業(yè)而言，不應(yīng)只注重短期內(nèi)OFDI對(duì)出口的促進(jìn)效用，更需關(guān)注OFDI對(duì)要素資源配置以及提升生產(chǎn)效率、自主創(chuàng)新能力與盈利水平的長(zhǎng)期影響，從而真正增強(qiáng)自身國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力。

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