中國企業(yè)對外直接投資的出口效應分析
——基于2011—2018年數據的實證分析

黃廣群

(安徽警官職業(yè)學院，安徽 合肥 230031)

引言

我國參與經濟全球化的主要途徑分為對外直接投資和對外貿易，兩者關系密不可分，相互促進。對外直接投資影響著國際貿易的規(guī)模和結構，國際貿易水平也對對外直接投資規(guī)模產生著影響。[1]在我國改革開放前，鄧小平提出要大力利用外資來帶動國內經濟發(fā)展，以“引進來”促進“走出去”，借機調整對外貿易結構，提高出口商品競爭力。經過多年的發(fā)展，我國對外貿易取得了舉世矚目的成就。進入21世紀，我國開始通過對外貿易來促進企業(yè)的對外直接投資行為。與發(fā)達國家相比，我國企業(yè)對外直接投資發(fā)展較晚，憑借強大的經濟實力作為支撐，我國企業(yè)對外直接投資發(fā)展迅速。我國對外直接投資額歷年變化情況如下圖1所示：

圖1 我國對外直接投資額歷年變化情況

由圖1可知，2013年我國對外直接投資額為1078.4億美元，2016年為1961.5億美元，上漲了81.9%，增長迅速。近年來，貿易保護主義略有抬頭，西方國家大肆宣揚所謂“中國威脅論”，在貿易保護主義的沖擊下我國對外直接投資額有所下降，2017年為1582.9億美元，但依然維持較高水平。對外直接投資和對外貿易作為我國參與全球經濟的主要方式，我國可以積極借助對外直接投資的力量來拉動我國出口貿易的發(fā)展。[2]對我國企業(yè)對外直接投資的出口效應進行研究，能夠為我國制定應對措施提供依據，具有非常重要的現實意義。

一、中國企業(yè)對外直接投資的出口效應理論分析

我國對外投資的發(fā)展雖稍晚于對外貿易，但有關兩者關系的研究一直是學術界的熱點話題。早期關于二者關系的研究主要集中在理論層面，近年來開始出現部分實證研究。在“一帶一路”時代背景下，國內學者李釩(2018)著重研究了我國進行對外直接投資所應采取的策略，他認為針對不同的地區(qū)應該結合當地的經濟發(fā)展水平采取針對性的投資策略。郭佳祥(2012)從實證研究的角度出發(fā)，主要探討對外投資對對外貿易的影響效應，研究表明在一定條件下對外投資對對外貿易有一定的拉動作用。楊建榮(2005)從理論角度出發(fā)，試圖將對外投資和對外貿易進行理論融合。從學術界現有研究成果來看，在實證研究方面主要是直接考察對外直接投資對對外貿易的影響，很少有學者從對外貿易的結構角度進行研究。事實上，進口和出口共同構成了一國的對外貿易，而進口和出口作為對外貿易兩個不同的方面，存在著較大的差異，本研究著重考察我國企業(yè)對外直接投資的出口效應(見表1)，在一定程度上豐富了學術界現有研究成果。

表1 企業(yè)對外直接投資出口效應的主要類型

從學術界現有理論成果來看，一國企業(yè)對外直接投資對出口的影響具有雙重性。單就一國對外投資的出口效應來看，我們可以將出口效應劃分為四種類型，分別為出口替代效應、出口引致效應、進口轉移效應和市場擴大效應。[3]

國內企業(yè)直接對外投資的出口效應也是由上述效應相互作用而來，本研究中，出口貿易規(guī)模應該是上述四種效應的凈額，這就意味著對外直接投資的出口效應既有可能是正效應也有可能是負效應，在實證中需要進一步驗證。

二、數據收集與實證檢驗

1.數據收集

為檢驗企業(yè)對外直接投資的出口貿易規(guī)模效應，本文選取了2011年——2018年的我國對外直接投資額、國內生產總值和出口貿易總額數據，數據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國企業(yè)直接對外投資統(tǒng)計公報》。

2.模型設定

在模型構建中以出口貿易總額作為因變量，為消除在實證驗證中的異方差現象對研究結果的影響，本研究對對外直接投資額、國內生產總值和出口貿易總額三組數據取對數，用對數構建研究模型，模型如下所示：

Inex=β1Inofdi+β2Ingdp+et+α1

在模型中Inex為出口貿易總額，ofdi為國內企業(yè)直接對外投資量，gdp為國內生產總值，α1為常數項，et為隨機擾動項。在模型中，若β1為正數，則說明我國企業(yè)直接對外投資的出口效應為正，這說明二者之間的關系是互補效應，投資額的擴大會對我國出口的增長產生積極影響，反之則為替代效應。在實證研究中運用Eviews6.0對數據進行統(tǒng)計分析。

3.實證檢驗

(1)平穩(wěn)性檢驗

為了防止在實證研究中出現虛假回歸，首先需要對數據進行平穩(wěn)性檢驗。通常來看，對外直接投資額、國內生產總值和出口貿易總額會隨著時間的推移出現持續(xù)增長，為了對其平穩(wěn)性進行檢驗，本研究采用Eviews6.0對數據進行檢驗，ADF檢驗結果如表2所示：

表2 平穩(wěn)性檢驗結果

由ADF檢驗結果可知Inex、Inofdi、Ingdp三個量本身是非平穩(wěn)時間序列，用一階差分對數據進行處理后變成平穩(wěn)時間序列。

(2)協整檢驗

Inex、Inofdi、Ingdp三組數據為一階單整序列，因此可以對數據進行協整檢驗。協整檢驗可以驗證Inex、Inofdi、Ingdp三者之間是否存在穩(wěn)定關系。本研究采用統(tǒng)計軟件Eviews6.0對數據進行協整回歸，檢驗結果如表3所示：

表3 協整檢驗結果

注：方程調整R2為0.936789

估計的回歸模型為Inex=-2.987346+0.200234Inofdi+2.009376Ingdp+et

對得到的回歸模型進行單位根檢驗可得殘差序列均值為0，所以對其進行ADF檢驗，檢驗結果如表4所示：

表4 ADF檢驗結果

由上表ADF檢驗結果可知，殘差序列ADF值為-2.198367，小于在5%顯著性水平下的統(tǒng)計量t值-1.664593，即殘差序列平穩(wěn)，這說明Inex、Inofdi、Ingdp存在協整關系。

(3)Granger因果檢驗

由協整檢驗可知我國的對外直接投資額、國內生產總值和出口貿易總額三者之間存在著長期的穩(wěn)定關系，但是三者之間是否存在著因果關系需要進一步進行驗證。在本研究中利用Granger因果檢驗方法對其進行檢驗，檢驗結果如表5所示：

通過Granger因果檢驗結果可知，Granger檢驗結果一致，p值均小于5%顯著水平。因此，對外直接投資額、國內生產總值和出口貿易總額之間存在著因果關系。[4]

表5 Granger因果檢驗結果

三、結論與建議

根據實證檢驗結果可知，對外直接投資額與出口貿易總額之間存在著長期穩(wěn)定的關系。調整R2=0.936789后，模型的擬合度比較好，說明二者存在長期穩(wěn)定關系。由上述協整檢驗和Granger因果檢驗結果可知，對外直接投資額對出口貿易總額產生正向影響，即我國的對外直接投資額能夠對我國的出口貿易總額產生積極影響。由β1=0.200234可知，我國直接對外投資對對外貿易的拉動作用并不明顯，這可能是因為我國對外投資還處于相對初級的階段，規(guī)模有限，還不足以對出口產生重要的影響。從整體上來看，實證檢驗結果已經非常明確地表明，中國企業(yè)對外直接投資對出口貿易所產生的效應是正向促進的，即將出口替代效應、出口引致效應、進口轉移效應和市場擴大效應疊加之后所產生的結果是凈值。通過對實證檢驗結果的分析，本文特提出關于宏觀經濟發(fā)展的幾點建議：

第一，對外繼續(xù)提高經濟開放水平，對內營造穩(wěn)定的市場環(huán)境。開放的經濟環(huán)境更有利于我國企業(yè)積極走出去參與國際競爭，提高自身技術實力和資金實力，擴大對外投資規(guī)模。當然，國內企業(yè)能夠走出去的前提在于國內穩(wěn)定的經濟環(huán)境有利于維持企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，以此獲得對外投資的實力。

第二，政府為我國企業(yè)提供支持，包括財政、稅收、融資支持。我國企業(yè)直接對外投資是以強大的資金實力作為基礎的，而通過國際知名金融機構融資成本太大，會給企業(yè)帶來巨大的財務壓力。因此，我國政府可以對參與對外直接投資的企業(yè)提供一定的資金支持，如稅收減免、低息貸款等等。

第三，規(guī)范企業(yè)直接對外投資行為，促進國內出口貿易的發(fā)展。在對外直接投資的過程中，企業(yè)應避免惡性競爭對國內相同產品的出口造成沖擊。政府應嚴格審批程序，規(guī)范企業(yè)的對外直接投資行為，使國內企業(yè)的直接對外投資行為能夠真正拉動國內經濟和出口貿易的增長。