OFDI強(qiáng)度影響母國出口貿(mào)易效應(yīng)研究

劉奕　馬廷廷

內(nèi)容摘要：本文將資源基礎(chǔ)觀理論引入OFDI與貿(mào)易關(guān)系的研究之中，建立OFDI強(qiáng)度與母國出口貿(mào)易的關(guān)系模型，運(yùn)用Eviews 8.0對(duì)2004-2013年我國對(duì)78個(gè)國家或地區(qū)直接投資面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，主要研究結(jié)論為：總體上OFDI強(qiáng)度正向影響母國的出口貿(mào)易；按時(shí)間跨度分樣本檢驗(yàn)得出，金融危機(jī)前后OFDI強(qiáng)度均顯著正向影響母國出口貿(mào)易，但金融危機(jī)前影響效應(yīng)大于金融危機(jī)后；按投資目標(biāo)國分樣本檢驗(yàn)得出，OFDI強(qiáng)度均正向影響母國出口貿(mào)易，但對(duì)發(fā)達(dá)國家OFDI強(qiáng)度的影響效應(yīng)顯著大于發(fā)展中國家。

關(guān)鍵詞：OFDI 母國出口貿(mào)易 效應(yīng)

引言

對(duì)外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，以下簡稱OFDI）和國際貿(mào)易是衡量國家參與國際市場分工程度的重要指標(biāo)（陳俊聰和黃繁華，2014）；而隨著“走出去”戰(zhàn)略的廣泛實(shí)施，近年來我國OFDI與出口貿(mào)易均實(shí)現(xiàn)了高速增長，顯著地提升了我國國際分工地位。傳統(tǒng)跨國公司理論（Mundell，1957；Kojima，1978）認(rèn)為，母國的OFDI會(huì)影響其對(duì)外貿(mào)易出口，并且伴隨著國際生產(chǎn)分工日益深化，OFDI與出口貿(mào)易之間的聯(lián)系變得更為緊密，OFDI對(duì)出口貿(mào)易的影響成為現(xiàn)階段學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)問題（王怒立等，2014；喬晶等，2015）。

理論基礎(chǔ)及研究概況

學(xué)者胡晨光和徐梅（2016）從企業(yè)微觀層級(jí)將OFDI強(qiáng)度定義為OFDI存量占企業(yè)總資產(chǎn)之比。本文將此概念擴(kuò)展到宏觀層級(jí)，將OFDI強(qiáng)度定義為母國對(duì)東道國OFDI存量占國家總資產(chǎn)的比重，代表母國對(duì)東道國直接投資的集中程度。

經(jīng)典資源基礎(chǔ)觀理論（Dunning，1993）認(rèn)為，跨國公司OFDI的動(dòng)因就在于企業(yè)本身擁有的獨(dú)特資源可使本企業(yè)在與東道國本土企業(yè)的競爭中取得先機(jī)，從而抵消了“外來者劣勢”。學(xué)者朱華（2014）進(jìn)一步將OFDI分成資源強(qiáng)化型OFDI、資源補(bǔ)充型OFDI以及資源開發(fā)性O(shè)FDI，認(rèn)為資源強(qiáng)化型OFDI是為了獲得海外市場份額，資源補(bǔ)充型OFDI是為了擴(kuò)大自身靜態(tài)比較優(yōu)勢，資源開發(fā)性O(shè)FDI強(qiáng)調(diào)通過學(xué)習(xí)和吸收能力進(jìn)一步提升自身比較優(yōu)勢。基于資源基礎(chǔ)觀理論的分析，無論資源強(qiáng)化型OFDI、資源補(bǔ)充型OFDI還是資源開發(fā)性O(shè)FDI都有助于提高企業(yè)的競爭優(yōu)勢，有利于貿(mào)易出口。

現(xiàn)有學(xué)者們依據(jù)不同邏輯詮釋了OFDI與出口貿(mào)易之間不同的關(guān)系，主要形成了替代關(guān)系理論（Mundell，1957；Buckley，1981）以及互補(bǔ)關(guān)系理論（Kojima，1978；王怒立等，2014；蔣冠宏等，2014）。總結(jié)現(xiàn)有相關(guān)研究，學(xué)者們大多基于OFDI流量或者OFDI存量數(shù)據(jù)研究OFDI對(duì)東道國國際貿(mào)易影響機(jī)制，沒有考慮到國家發(fā)展現(xiàn)狀的差異性，且實(shí)證研究大多基于具有所有權(quán)優(yōu)勢的發(fā)達(dá)國家，對(duì)我國OFDI不具有具體的指導(dǎo)意義。

基于此，本文運(yùn)用2004-2013年我國OFDI跨國面板數(shù)據(jù)，研究不同階段我國OFDI強(qiáng)度對(duì)出口貿(mào)易的區(qū)別影響。本文的增量貢獻(xiàn)在于：考慮到我國與西方具有所有權(quán)優(yōu)勢的發(fā)達(dá)國家直接投資存在顯著差異，本文以我國OFDI為研究對(duì)象展開實(shí)證研究，驗(yàn)證西方理論在當(dāng)下我國國情下的適用性，豐富OFDI與出口貿(mào)易的研究成果，為我國OFDI提供指導(dǎo)意見；針對(duì)現(xiàn)有研究涉及OFDI影響母國出口貿(mào)易機(jī)制存在的爭議，本文基于OFDI強(qiáng)度視角研究對(duì)外直接投資影響母國出口貿(mào)易機(jī)制，有助于解釋OFDI與出口貿(mào)易關(guān)系上存在的爭議。

模型設(shè)置與數(shù)據(jù)描述

（一）模型設(shè)置

引力模型是研究國際貿(mào)易方面的經(jīng)典模型，來源于物理學(xué)家牛頓的萬有引力定理。本文參照Bergstrand和Egger（2007）出口貿(mào)易引力模型，將主效應(yīng)回歸模型設(shè)置如下：

其中，i表示OFDI母國，由于本文研究中國OFDI，因此固定不變；j表示OFDI東道國，取值1、2、…、N；t表示OFDI的年份，取值1、2、…、T。應(yīng)變量EXPijt表示第t期我國對(duì)東道國j出口貿(mào)易值；自變量有Intijt、GDPit、PGDPjt、GDPjt和Disij。其中Intijt是本文研究的核心變量，表示我國對(duì)東道國j的OFDI強(qiáng)度，當(dāng)a1系數(shù)顯著為正時(shí)則意味著OFDI強(qiáng)度促進(jìn)母國的出口貿(mào)易，反之則抑制母國出口貿(mào)易。GDPit表示我國第t期的國內(nèi)生產(chǎn)總值，代表了對(duì)外直接投資母國市場供給能力，GDPjt表示東道國在第t期的國內(nèi)生產(chǎn)總值，代表了對(duì)外直接投資東道國市場需求能力，PGDPjt是東道國第t期的人均收入，代表了人均需求水平；Disij表示母國與東道國j首都的地理距離。

（二）數(shù)據(jù)描述

自2003年起，我國OFDI數(shù)據(jù)按國別進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，而本文根據(jù)我國OFDI樣本的可取性以及完整性選取樣本時(shí)間跨度為2004年～2013年，樣本地區(qū)選取78個(gè)國家或者地區(qū)，其中南美洲1個(gè)國家或地區(qū)；非洲26個(gè)國家或地區(qū)；亞洲26個(gè)國家或地區(qū)；歐洲14個(gè)國家或地區(qū)；大洋洲3個(gè)國家或地區(qū)；拉丁美洲7個(gè)國家或地區(qū)；北美洲1個(gè)國家或地區(qū)。樣本數(shù)據(jù)總計(jì)10*78=780個(gè)樣本觀測值。

本文根據(jù)計(jì)量模型中變量的設(shè)置需要，需要采集以下6項(xiàng)樣本數(shù)據(jù)：我國對(duì)東道國的出口額（EXP）、我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPit）、東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPjt）、東道國第t期的人均收入（PGDPjt）、我國與東道國j首都的地理距離（Disij）和我國對(duì)東道國的對(duì)外投資強(qiáng)度（Intijt）。有關(guān)本文回歸模型的變量說明及衡量參照表1所示。

實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

（一）共線性診斷

進(jìn)行回歸分析前，本研究首先對(duì)共線性問題進(jìn)行診斷。表2顯示回歸方程中解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，觀察可知解釋變量之間大部分顯著正相關(guān)，部分解釋變量之間顯著負(fù)相關(guān)，但是相關(guān)性系數(shù)都小于0.7，可知回歸方程的共線性并不嚴(yán)重。進(jìn)一步通過回歸方程發(fā)現(xiàn)，模型中所有控制變量與自變量的VIF值均小于10，說明本研究建立的模型不存在嚴(yán)重的共線性問題，適合下文進(jìn)行回歸分析。endprint

（二）主效應(yīng)回歸模型

我國目前正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型這一特定歷史時(shí)期，對(duì)外直接投資具有自身的獨(dú)特性。一方面對(duì)具有相對(duì)比較逆勢的發(fā)達(dá)國家進(jìn)行逆梯度直接投資，另一方面對(duì)具有相對(duì)比較優(yōu)勢的發(fā)展中國家進(jìn)行順梯度直接投資，國別的差異引起OFDI出口貿(mào)易效應(yīng)值得我國政策決策者們關(guān)注。此外，若按照投資時(shí)間段劃分的話，還可以將我國OFDI劃分成金融危機(jī)前OFDI和金融危機(jī)后OFDI，不同時(shí)間段的OFDI引致貿(mào)易效應(yīng)是否具有差異性也值得關(guān)注。鑒于此，為了檢驗(yàn)OFDI對(duì)我國出口貿(mào)易的影響效應(yīng)，本文首先檢驗(yàn)總體樣本OFDI強(qiáng)度影響母國出口貿(mào)易效應(yīng)；然后按照OFDI東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將數(shù)據(jù)樣本分成兩組即對(duì)發(fā)達(dá)國家逆勢投資樣本、對(duì)發(fā)展中國家順勢投資樣本，并分別對(duì)這兩組樣本進(jìn)行回歸分析；最后按照金融危機(jī)這一特殊歷史時(shí)期進(jìn)行分類，實(shí)證檢驗(yàn)樣本分成兩組即金融危機(jī)前樣本、金融危機(jī)后樣本，分別就兩組樣本進(jìn)行回歸分析。

1.全樣本回歸分析。為了更好地檢驗(yàn)OFDI強(qiáng)度與出口貿(mào)易之間的關(guān)系，確保模型設(shè)置的穩(wěn)健性，本文運(yùn)用逐步回歸分析法。在模型單因素回歸模型的基礎(chǔ)之上，逐步添加控制變量，檢驗(yàn)自變量和控制變量的顯著性改變與否，確定本文最優(yōu)的回歸方程。如表3所示，模型1-5是對(duì)模型進(jìn)行逐步回歸法得到的結(jié)果，回歸方程中變量的顯著性并未發(fā)生變化，回歸系數(shù)變化不大，符合模型設(shè)置的要求，因此把模型5作為本研究最優(yōu)回歸方程。

從模型5可以看出，變量Intijt、GDPit、GDPjt、PGDPjt和Disij均顯著，分析得出以下結(jié)論：第一，模型5關(guān)鍵自變量Intijt的系數(shù)為0.038（p<0.01），OFDI強(qiáng)度對(duì)母國出口貿(mào)易的影響顯著為正，OFDI強(qiáng)度每增加1%，會(huì)帶動(dòng)母國出口貿(mào)易增長0.038%。第二，分析模型5中的其它變量，控制變量GDPit、GDPjt、PGDPjt、Disij的回歸系數(shù)除了Disij顯著為負(fù)外，其它控制變量均顯著為正，說明東道國的總需求能力、東道國的人均購買能力以及母國的總供給能力對(duì)母國的出口貿(mào)易的影響為正，促進(jìn)母國的出口貿(mào)易活動(dòng)，這一結(jié)論與學(xué)者劉海云（2016）保持一致；而距離與母國的出口貿(mào)易顯著負(fù)相關(guān)，我國與東道國的地理距離越遠(yuǎn)，我國對(duì)其出口越少。實(shí)證研究結(jié)果比較符合本文研究假設(shè)，我國跨國企業(yè)應(yīng)積極走出去，集中對(duì)外直接投資的份額，促進(jìn)母國對(duì)外出口貿(mào)易的增長。

2.分樣本檢驗(yàn)?；谖覈奶厥鈬楹蛯?duì)外直接投資的東道國國情，將OFDI分成面對(duì)發(fā)達(dá)國家的逆勢OFDI以及面向發(fā)展中國家的順勢OFDI，對(duì)比研究面對(duì)不同目標(biāo)國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，我國OFDI與出口貿(mào)易是否存在差異性，為我國OFDI的不同對(duì)象提供針對(duì)化的投資建議。此外，金融危機(jī)也成為影響對(duì)外直接投資另一關(guān)鍵因素，基于不同時(shí)期的投資具有不同的影響效應(yīng)。表4按照危機(jī)發(fā)生與否將樣本分成危機(jī)前樣本和危機(jī)后樣本，回歸結(jié)果見表4模型6和模型7；按照投資目標(biāo)國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，將樣本分成發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家，回歸結(jié)果見表4模型8和模型9。

通過觀察表4中的回歸結(jié)果可以得到以下結(jié)論：第一，金融危機(jī)前關(guān)鍵自變量Intijt回歸系數(shù)是0.339（p<0.01），OFDI強(qiáng)度每增加1%，會(huì)帶動(dòng)母國出口貿(mào)易增長0.339%；金融危機(jī)后關(guān)鍵自變量Intijt回歸系數(shù)是0.019（p<0.01），OFDI強(qiáng)度每增加1%，會(huì)帶動(dòng)母國出口貿(mào)易增長0. 019%；金融危機(jī)前OFDI強(qiáng)度促進(jìn)母國出口貿(mào)易效應(yīng)顯著大于金融危機(jī)后。第二，發(fā)展中國家關(guān)鍵自變量Intijt回歸系數(shù)是0.037（p<0.01），OFDI強(qiáng)度每增加1%，就會(huì)帶動(dòng)母國出口貿(mào)易增長0.037%；發(fā)達(dá)國家關(guān)鍵自變量Intijt回歸系數(shù)是0.019（p<0.01），OFDI強(qiáng)度每增加1%，會(huì)帶動(dòng)母國出口貿(mào)易增長0. 102%；對(duì)發(fā)達(dá)國家OFDI強(qiáng)度促進(jìn)母國出口貿(mào)易效應(yīng)顯著大于發(fā)展中國家。

研究結(jié)論與評(píng)價(jià)

本文依據(jù)資源基礎(chǔ)觀理論，構(gòu)建了OFDI強(qiáng)度影響我國出口貿(mào)易的關(guān)系模型，并利用78個(gè)國家或地區(qū)2004-2013年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。主要結(jié)論如下：整體來說，對(duì)外直接投資強(qiáng)度正向影響母國的出口貿(mào)易；按照金融危機(jī)發(fā)生與否分樣本檢驗(yàn)，金融危機(jī)前、后OFDI強(qiáng)度均正向影響母國的出口貿(mào)易，但金融危機(jī)前OFDI強(qiáng)度影響效應(yīng)顯著大于危機(jī)后；按照投資目標(biāo)國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r分樣本檢驗(yàn)，我國對(duì)發(fā)展中國家、發(fā)達(dá)國家的直接投資，OFDI強(qiáng)度均正向影響母國的出口貿(mào)易，但對(duì)發(fā)達(dá)國家OFDI強(qiáng)度影響效應(yīng)顯著大于發(fā)展中國家。

本文從我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期這一特殊歷史背景下驗(yàn)證OFDI強(qiáng)度對(duì)母國出口貿(mào)易的影響。研究表明對(duì)外直接投資強(qiáng)度正向影響母國的出口貿(mào)易，OFDI強(qiáng)度與母國出口貿(mào)易之間存在互補(bǔ)關(guān)系。盡管很多學(xué)者研究表明，OFDI是影響母國出口貿(mào)易的重要前因變量，但是學(xué)者們大都從OFDI存量或者OFDI流量出發(fā)，研究OFDI絕對(duì)量與出口貿(mào)易之間的關(guān)系，并且基于不同的理論以及實(shí)證研究得出不同的結(jié)論。部分學(xué)者研究結(jié)果證明OFDI與出口貿(mào)易之間存在互補(bǔ)效應(yīng)（王怒立等，2014；Ahmad etal.，2016），另一部分學(xué)者的研究卻表明OFDI與出口貿(mào)易之間存在替代效應(yīng)（Al-Sadig，2013；Bhasin et al.，2016）。本文基于中國特殊國情下直接投資的實(shí)證研究進(jìn)一步支持了學(xué)者Ahmad etal.（2016）的研究觀點(diǎn)，即我國OFDI促進(jìn)我國出口貿(mào)易的增長。其原因在于：一方面我國對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的直接投資可獲得戰(zhàn)略性資源（Gloria，2016），通過反向技術(shù)溢出效應(yīng)促進(jìn)母國技術(shù)進(jìn)步，提升母國創(chuàng)造比較優(yōu)勢的能力（朱華，2014）；另一方面我國對(duì)欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的直接投資可獲得自然資源和市場資源（Ahmad，2016），降低跨國企業(yè)的交易成本以及總成本，增強(qiáng)跨國企業(yè)在國際市場的競爭力，進(jìn)一步帶動(dòng)母國的出口貿(mào)易。本文的研究從資源基礎(chǔ)觀理論驗(yàn)證了對(duì)外直接投資對(duì)母國出口貿(mào)易的正向影響，有助于進(jìn)一步厘清當(dāng)前研究中有關(guān)OFDI與母國出口貿(mào)易存在的歧義。endprint

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