中國在“一帶一路”沿線國家直接投資對出口結(jié)構(gòu)的影響

王辰雨

摘 要：為了考察中國在“一帶一路”沿線國家對外直接投資對我國出口商品結(jié)構(gòu)的影響，本文基于引力模型，分析了2006—2015年中國對54個沿線國家OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應，得出“OFDI出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應有限”的結(jié)論。為了發(fā)揮對外投資對我國出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應，提出加強國家間合作，推動增加對外直接投資，加強基礎設施建設，促進高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展等政策措施。

關鍵詞：“一帶一路”倡議 OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應 引力模型

中圖分類號：F752.62 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）05（a）-069-04

近年來，我國對“一帶一路”沿線國家投資不斷增長，那么，通過國內(nèi)企業(yè)走出去，增加對外直接投資是否能夠有效繞過貿(mào)易壁壘，吸收國外高新技術，優(yōu)化我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)呢？為回答這一問題，本文研究我國在“一帶一路”上的對外直接投資與出口商品結(jié)構(gòu)之間的關系，檢驗中國在“一帶一路”沿線國家的投資是否對我國商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級起到促進作用，這對“一帶一路”倡議下我國貿(mào)易和投資政策制定都具有重要的指導意義。

1 文獻綜述

前人研究中，更多的將關注點放在外商直接投資對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關系，對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，同時，基于宏觀總量層面的OFDI貿(mào)易效應研究成果也十分豐富，然而基于結(jié)構(gòu)層面的OFDI貿(mào)易效應的研究，尤其是OFDI對出口結(jié)構(gòu)效應的研究十分有限，并且研究結(jié)論分歧較大。對外直接投資對出口結(jié)構(gòu)的效應研究可依據(jù)研究結(jié)論分為以下三種。

（1）無影響效應或影響效應較弱。得出OFDI對出口結(jié)構(gòu)不存在影響效應的多為國內(nèi)學者。如馮春曉（2009）主要針對制造業(yè)對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的影響，然而通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和合理化指標體系，表明制造業(yè)OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用非常微弱[1]。隨后，劉美玲等（2011）通過廣義脈沖響應函數(shù)分析也得出相似結(jié)論，研究表明對外直接投資增長對于中國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的反作用力度較弱[2]。

（2）影響效應明顯。國內(nèi)學者認為國際直接投資對本國產(chǎn)業(yè)的影響效應會隨著投資動因類型改變而產(chǎn)生變化，如趙偉、江東（2010）認為，伴隨著對外直接投資動因由“初級”到“高級”的疊進式升級，母國產(chǎn)業(yè)也由勞動密集型到資本密集型，再到知識與技術密集型的結(jié)構(gòu)升級[3]。隋月紅、趙振華（2012）將我國OFDI與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的命題置于順—逆梯度OFDI并存框架下，分析了我國OFDI影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)的機理并作出實證檢驗，得出“順一逆梯度OFDI并存提升了我國高技術產(chǎn)品出口的比重，有利于我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化”的結(jié)論[4]。

（3）影響效應不定。俞毅和萬煉（2009）利用VAR模型的分析框架進行研究。結(jié)果表明：對外直接投資與進出口商品結(jié)構(gòu)存在著長期的均衡關系，但對進出口商品結(jié)構(gòu)中各變量均不存在短期因果關系[5]。張海波（2014）運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM方法實證分析OFDI對母國出口貿(mào)易品技術含量的影響，結(jié)果表明OFDI僅對發(fā)達國家出口貿(mào)易品技術含量具有顯著的提升作用，而對發(fā)展中國家卻在一定程度上表現(xiàn)出抑制效應[6]。

總而言之，基于OFDI對出口結(jié)構(gòu)影響的相關研究成果數(shù)量十分有限，并且研究結(jié)論存在較大差異，整體的研究力度仍然偏弱一些。對此，本文著重研究中國在“一帶一路”沿線國家的對外直接投資，以此為切入點來分析其出口商品結(jié)構(gòu)效應，以期為商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和多元化貿(mào)易提供研究依據(jù)。

2 實證模型及數(shù)據(jù)

2.1 模型設定與變量選取

近年來，引力模型作為貿(mào)易理論和政策研究的主流工具，已經(jīng)成為國際貿(mào)易領域的基準模型。本文的引力模型在前人的基礎上適當調(diào)整解釋變量，并用每一類商品出口規(guī)模的變化來表示出口結(jié)構(gòu)的變化，同時將OFDI作為最主要的解釋變量，試圖通過修改后的引力模型實證OFDI對出口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響效應。借鑒劉新宇（2016）在其文章中對出口商品的分類[7]，對低技術商品（LTVOL）、中等技術品（MTVOL）和高技術品（HTVOL）三類商品分別進行回歸分析并對回歸結(jié)果進行比較。根據(jù)基本的引力模型，分別得到中國在“一帶一路”沿線國家OFDI與LTVOL、MTVOL、HTVOL的貿(mào)易引力方程，具體表示如下。

（1）OFDI與低技術商品出口規(guī)模（LTVOL）的貿(mào)易引力模型方程：

在上述三個模型方程中，LTVOLijt、MTVOLijt和HTVOLijt分別表示中國i第t年對東道國j低技術商品、中等技術品和高技術品的出口規(guī)模；OFDIijt表示第t年中國i對東道國j的對外直接投資存量，設為模型的主要解釋變量；PGDPijt表示第t年中國i與東道國j人均GDP之比；IAVijt表示第t年中國i與東道國j工業(yè)增加值之比；DISijt表示中國i對東道國j首都之間的地理距離；其中還包含以下虛擬變量：BORijt表示中國i與東道國j是否擁有共同邊界；LANijt表示中國i與東道國j之間是否存在共同語言；FTAijt表示中國i與東道國j是否已經(jīng)簽署自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定。同時，為了降低異方差對參數(shù)估計的影響，對三個被解釋變量和解釋變量OFDI、DIS進行對數(shù)變換。三個貿(mào)易引力模型組成了中國在“一帶一路”沿線國家OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應模型。

2.2 樣本數(shù)據(jù)來源與處理

2.2.1 樣本數(shù)據(jù)來源

本文選擇“一帶一路”沿線國家作為研究對象。根據(jù)中國一帶一路網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，“一帶一路”沿線國家共68個，其中，為保證時間序列的完整性和回歸結(jié)果的平穩(wěn)性，除去多數(shù)年份數(shù)據(jù)缺失和數(shù)額過小的14個國家。最終選取剩余的54個國家作為研究樣本。

數(shù)據(jù)收集包括以下10項變量：

每個引力模型的被解釋變量用低技術品出口額LTVOLijt、中等技術品出口額MTVOLijt和高技術品出口額HTVOLijt三個指標來表示。本文簡化聯(lián)合國國際貨物分類標準SITC3，借鑒劉新宇（2016）的做法，將初級制成品和資源型制成品統(tǒng)一合并為低技術品；將低技術和中等技術制成品合并為中等技術品；同時認為高科技制成品即為高技術品。

模型中的其他變量及數(shù)據(jù)來源詳如表1所示。

2.2.2 樣本數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述數(shù)據(jù)來源獲取原始數(shù)據(jù)之后，剔除主要研究變量的樣本缺失值或異常值。個別解釋變量存在極少缺漏值的情況，對此本文采用外推法和內(nèi)插法對這些樣本的殘缺值進行合理的補充，以保證樣本總體的完整性。

本文最終獲得2006—2015年中國在“一帶一路”沿線54個國家間OFDI出口結(jié)構(gòu)效應模型的面板數(shù)據(jù)，其中包括三類技術商品出口額、OFDI以及其他經(jīng)濟因素、地理因素、制度因素和文化因素等10項指標，樣本總數(shù)為4860個。

2.3 回歸前期檢驗

在估計回歸方程參數(shù)前，本文對模型數(shù)據(jù)進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，以檢驗數(shù)據(jù)回歸過程是否平穩(wěn)、是否存在穩(wěn)定的協(xié)整關系。單位根檢驗顯示，無論是僅含截距項還是含有截距項和趨勢項的情況下，三個被解釋變量都為零階單整。

分別對三個引力模型進行Pedroni殘差協(xié)整檢驗，表中給出了協(xié)整檢驗的結(jié)果，可知統(tǒng)計量都顯著大于5%的臨界值水平，并且P值都小于0.05。因此，根據(jù)判別法則，LTVOL、MTVOL以及HTVOL和各自的解釋變量之間至少存在一個協(xié)整關系式。

3 實證結(jié)果

鑒于固定效應模型考慮到虛擬變量可能存在多重共線性，會自動忽略虛擬變量DIS、BOR、LAN和FTA，使回歸結(jié)果不具有解釋性，因此不選擇固定效應模型。之后在隨機效應模型的基礎上進行LR檢驗，分別得到以下三個結(jié)果。

（1）低技術品回歸模型LR檢驗：Chibar2=1071.15 P=0.000。

（2）中等技術品回歸模型LR檢驗：Chibar2=789.87 P=0.000。

（3）高技術品回歸模型LR檢驗：Chibar2=998.36 P=0.000。

根據(jù)LR檢驗的判定標準，在隨機效應模型和混合模型中應選擇隨機效應模型。

按照上文中給出的LTVOL、MTVOL和HTVOL三個回歸方程式，本文總結(jié)了中國在“一帶一路”沿線國家OFDI對低、中、高三種不同技術品出口規(guī)模影響的回歸結(jié)果，并且對主要解釋變量lnOFDIijt的回歸參數(shù)進行比較，如表2所示。

首先，中國的OFDI對低、中、高技術品的出口影響的彈性系數(shù)均為正數(shù)，并且都在5%的顯著水平下通過了t檢驗，表明我國在“一帶一路”沿線國家OFDI規(guī)模與三類產(chǎn)品出口規(guī)模變化之間存在正相關關系，并且三種回歸系數(shù)值分別是0.283、0.323、0.268，其經(jīng)濟意義是中國在“一帶一路”沿線國家每增加1%的OFDI，三類商品的出口額分別增長0.283%、0.323%、0.268%。

其次，由于在回歸過程本文對LTVOLijt、MTVOLijt、HTVOLijt和主要解釋變量OFDIijt進行對數(shù)轉(zhuǎn)換以回避異方差對模型回歸產(chǎn)生的影響，因此其回歸系數(shù)值為彈性系數(shù)。綜合比較彈性系數(shù)的大小發(fā)現(xiàn)，OFDI對我國中等技術品出口的促進作用最大，其次為低技術品0.283的百分點，促進作用最小的為高技術品0.268的百分點。

4 結(jié)論及政策建議

4.1 結(jié)論

本文選取54個“一帶一路”沿線國家作為截面數(shù)據(jù)對我國OFDI的出口商品結(jié)構(gòu)影響效應進行了實證研究，旨在檢驗影響效應的方向和大小。本文基于2006—2015年中國對“一帶一路”沿線54個國家的三類產(chǎn)品出口總額、OFDI以及其他相關指標組成的數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型的實證分析法進行量化研究，得到主要研究結(jié)論如下。

第一，中國OFDI對低、中、高三種不同技術品出口影響的彈性系數(shù)均為正數(shù)，表明OFDI對其三種產(chǎn)品出口規(guī)模均具有顯著的正向促進作用。其中回歸參數(shù)估計值分別為0.283、0.323、0.268，反映出中國在“一帶一路”沿線國家每增加1%的OFDI，低、中、高三類技術品的出口額分別增長0.283%、0.323%、0.268%。

第二，綜合比較彈性系數(shù)的大小發(fā)現(xiàn)，OFDI對我國中等技術品出口的促進作用最大，另外為低技術品0.283的百分點，促進作用最小的為高技術品0.268的百分點。由此可以判斷，隨著中國在“一帶一路”沿線國家OFDI規(guī)模的迅速擴張對不同技術品出口規(guī)模的促進效應具有差異性，中等技術品的出口份額會有所增加，而高技術品的出口額目前仍處于低位。這主要是因為中國基本上仍處于全球產(chǎn)業(yè)鏈的低端，目前中國并沒有與廣大的東盟新興國家形成產(chǎn)業(yè)落差，從而就無法在產(chǎn)業(yè)上形成互補性。這也是為何高技術品的出口效應在三者中處于最小部分，因而我國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過程還有待進一步發(fā)展。這樣的結(jié)論同魏浩（2015）通過有序樣本聚類分析，對中國出口商品結(jié)構(gòu)的重新測算中得出“中等技術含量的產(chǎn)品一直是中國最主要的出口商品”的結(jié)論相似[8]。

第三，比較其他解釋變量，三類技術品的IAVijt的回歸系數(shù)較小，但都在5%的水平下顯著，表明中國工業(yè)化水平的相對提高與三類技術品的出口增長顯著正相關。三類技術品DISijt的回歸系數(shù)分別為-0.563、-0.397、-0.188，都在5%水平下影響顯著且與預期符號一致，表明中國與“一帶一路”沿線國家的距離決定了兩國貿(mào)易的運輸成本，并顯著影響三類技術品的出口規(guī)模。LANijt的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，回歸系數(shù)分別為0.195、1.058，表明中國與東道國擁有共同語言對與中國對“一帶一路”沿線國家的出口具有顯著的促進作用。

第四，三類技術品對于PGDPijt的回歸系數(shù)存在較大差異，PGDPijt表示兩國人均相對需求能力，中國相對于東道國的需求能力越低，證明東道國的潛在需求能力越高，對出口的促進效應越明顯，因此PGDPijt的預期符號為負。而低技術品中PGDPijt的回歸系數(shù)α2=0.039，與預期不符，但該回歸系數(shù)并沒有通過t檢驗，因而不顯著。同理，根據(jù)預期BORijt符號為正，即表示當兩國擁有共同邊界，貿(mào)易成本下降，貿(mào)易量增加，而實證結(jié)果顯示三類技術品的BORijt回歸系數(shù)都為負，與預期不符，但該回歸系數(shù)并沒有通過t檢驗，因而不顯著。三類技術品回歸模型中FTAijt的回歸系數(shù)并不顯著，對此的解釋可能是由于中國和東道國簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對我國出口商品數(shù)量上的促進作用存在滯后期，并且從協(xié)議簽訂到具體實施存在一定時間周期，因而FTAijt對三類技術品出口規(guī)模的影響并不顯著。

4.2 政策建議

（1）加強國家間合作，積極制定政策措施，推動增加對外直接投資。研究表明OFDI對其三種產(chǎn)品出口規(guī)模均具有顯著的正向促進作用，這里雖然高技術產(chǎn)品出口作用相對小，但是仍然在出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級中發(fā)揮著重要的作用，因此，我國政府要通過與“一帶一路”沿線國家進一步加強合作，為推動增加我國對外直接投資制定有利的政策措施，從而促進OFDI對出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動作用。

（2）加強基礎設施建設，降低交易成本促進出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化。研究表明中國與“一帶一路”沿線國家的距離決定了兩國貿(mào)易的運輸成本，并顯著影響三類技術品的出口規(guī)模，因此，我國要進一步加強與“一帶一路”沿線國家基礎設施建設以降低成本。實際上，近年來中國倡議和主導的亞洲基礎設施投資銀行，目的在于更大程度上滿足亞洲和各國對基礎設施建設方面的巨大需求，滿足“一帶一路”建設資金需求和基建需求，達到吸引外資、更新設備、引進技術和開發(fā)資源的目的；中國出資400億美元成立的“絲路基金”為“一帶一路”沿線國家基礎設施建設和產(chǎn)業(yè)合作等與互聯(lián)互通有關的項目提供投融資支持，最終降低我國在“一帶一路”沿線國家投資貿(mào)易中的交易成本，從而促進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[9]。

（3）實施中國制造2025行動綱領，促進制造業(yè)升級，發(fā)展互補性高技術產(chǎn)業(yè)。研究表明目前中國并沒有與廣大的東盟新興國家形成產(chǎn)業(yè)落差，無法在產(chǎn)業(yè)上形成互補性，所以高技術品的出口效應在三者中處于最小部分。因此，中國急需推動“中國制造2025”行動綱領，其根本在于迅速實現(xiàn)制造業(yè)升級，盡早使中國進入全球制造業(yè)大國第二方陣，形成對后發(fā)國家的互補，擺脫同質(zhì)化競爭，才能與廣大“一帶一路”沿線國家真正形成產(chǎn)業(yè)互補。在當前中國要優(yōu)先選擇少數(shù)幾個有發(fā)展前途的高技術產(chǎn)業(yè)進行戰(zhàn)略性培育，例如在航空設備、醫(yī)用設備、農(nóng)業(yè)機械設備領域取得突破，在此基礎上，再在其他相關行業(yè)進行突破。

參考文獻

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