我國對“一帶一路”沿線國家直接投資對出口技術(shù)復雜度的影響研究

曹米琦

（東南大學，江蘇 南京 211189）

一、研究背景及意義

2013 年至2018 年期間，我國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家的直接投資超過900 億美元；與“一帶一路”沿線國家的貨物貿(mào)易總額超過6 萬億美元，占我國貨物貿(mào)易總額的27.4%，起到了拉動中國外貿(mào)加速回暖的作用。通過分析中國在“一帶一路”國家的直接投資對我國出口技術(shù)復雜度的影響，為我國進一步實施“走出去”戰(zhàn)略提供可供參考的依據(jù)。

二、文獻綜述

Michaely（1984）提出了貿(mào)易專業(yè)化指標，Hausmann（2003）提出“復雜度”一詞，Lall（2006）提出了“產(chǎn)品技術(shù)復雜度得分”。Rodrick（2006）指出出口技術(shù)復雜度是反應(yīng)一國出口產(chǎn)品的技術(shù)水平和結(jié)構(gòu)的指標。Mishra 等（2011）在Hausman 的基礎(chǔ)之上利用貨物貿(mào)易出口技術(shù)復雜度的計算方法提出服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復雜度的測算方法。邱立成（1999）從母國的角度研究發(fā)現(xiàn)跨國公司的建立可以起到帶動母國相關(guān)產(chǎn)業(yè)中間產(chǎn)品和相關(guān)服務(wù)出口的作用。

三、實證研究

（一）樣本選擇

論文選取2009 年至2018 年間，“一帶一路”沿線的28 個國家的樣本數(shù)據(jù)進行中國對“一帶一路”沿線國家直接投資對出口技術(shù)復雜度的影響研究。將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值超過8000 美元的國家定義為較發(fā)達國家：愛沙尼亞、斯洛文尼亞、以色列、波蘭、立陶宛、匈牙利、新加坡、韓國、新西蘭、捷克；欠發(fā)達國家：印度、巴基斯坦、土耳其、菲律賓、印尼、俄羅斯、烏克蘭、南非、泰國、馬來西亞、巴拿馬、摩洛哥、阿曼、柬埔寨、斯里蘭卡、白俄羅斯、保加利亞、拉脫維亞。

（二）變量的選取

本文選取2009 年-2018 年我國對“一帶一路”沿線國家直接投資存量（OFDI）作為解釋變量。被解釋變量ETSI 按照以下方法進行計算。參照Haussmann 的方法，第n 類出口品的技術(shù)復雜度的計算公式如下所示：

其中，PRODYn代表第n 類產(chǎn)品的出口技術(shù)復雜度。國家j 的第n 類產(chǎn)品的出口額用表示，國家j 的出口總額用Xj來表示。Yj代表人均國民收入。計算得出各細分出口產(chǎn)品的技術(shù)復雜度后，再通過下式計算出某一國家對另一國家的出口技術(shù)復雜度指數(shù)（ETSI）：

論文選取航空貨運量infraj,t、貿(mào)易開放度openj,t和東道國資源稟賦reszj,t作為控制變量。引入國家類型作為虛擬變量，如果東道國是較發(fā)達國家，則該變量為1；如果東道國是欠發(fā)達國家，則為0。

（三）模型建立

出口活動是屬于一種動態(tài)的狀態(tài)，所以每年的出口技術(shù)復雜度與上一年的出口技術(shù)復雜度之間存在相關(guān)的關(guān)系。將因變量滯后性引入方程式中，引入ETSIij,t-1，即出口技術(shù)復雜度的一階滯后變量。

式子中，下標中的i 表示的是投資國（出口國），j 表示的是東道國（進口國），α0是模型中的常數(shù)項。OFDIij,t表示對外直接投資存量，α1是其系數(shù)。Xj,t表示其他的控制變量，βj代表其相應(yīng)的控制變量的系數(shù)，νi表示靜態(tài)面板模型中的個體效應(yīng)，μt表示靜態(tài)面板模型中的時間效應(yīng)，δj,t為隨機擾動項。

（四）數(shù)據(jù)來源說明

所用到的數(shù)據(jù)：2009-2018年間21類產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫，各國人均GDP 數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織，人均GDP 按照現(xiàn)價美元進行折算，我國OFDI 活動的數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

表3.1中列明了各個變量樣本數(shù)、平均數(shù)，標準差，最大值，最小值的描述性統(tǒng)計。各變量的相關(guān)系數(shù)如表3.2 所示，結(jié)果顯示除了控制變量rese 外，其余大多數(shù)變量之間都是呈正相關(guān)的。進一步地，通過方差膨脹因子檢驗（VIF）檢測多重共線性的問題。檢驗結(jié)果為VIF=1.69遠小于10，所以可以得出不存在多重共線性的問題。面板單位根檢驗如表3.3 所示，檢驗結(jié)果顯示數(shù)據(jù)是穩(wěn)定的。

表3.1 變量的統(tǒng)計性描述

表3.2 各變量的相關(guān)系數(shù)

表3.3 單位根檢驗

全樣本實證回歸結(jié)果如表3.4 所示。第一欄顯示的是最小二乘法模型的結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示我國對“一帶一路”沿線國家的OFDI 在1%的水平上與我國的出口技術(shù)復雜度顯著正相關(guān)。第二欄和第三欄分別是固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，與最小二乘法模型的結(jié)果大體相同，Hausman 檢驗得出的結(jié)論是支持隨機效應(yīng)模型。

第四欄是系統(tǒng)GMM 模型的回歸結(jié)果，殘差項二階自相關(guān)檢驗（AR（2））統(tǒng)計量表明不能拒絕原假設(shè)，說明差分后的動態(tài)面板模型不存在序列自相關(guān)，模型設(shè)定合理，可以使用系統(tǒng)GMM 方法進行回歸；Hansen 檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設(shè)，并且其P值都未超過0.25，說明Hansen 檢驗結(jié)果是可信的，并且不存在工具變量的過度識別問題。系統(tǒng)GMM 估計結(jié)果中，esti 一階滯后項的系數(shù)顯著為正，這說明中國的出口技術(shù)復雜度是動態(tài)連續(xù)性。所有模型結(jié)果都顯示我國對“一帶一路”沿線國家的OFDI 對我國出口技術(shù)復雜度具有顯著的促進作用。

表3.4 全樣本回歸結(jié)果

注：*，**和***分別代表10%，5%和1%的顯著水平。

四、結(jié)論及建議

增加中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資投入，調(diào)整我國原有的出口結(jié)構(gòu)，更新?lián)Q代一些高污染低技術(shù)的產(chǎn)品，研發(fā)污染指數(shù)低技術(shù)水平高的產(chǎn)品，創(chuàng)造新的比較優(yōu)勢，達到改善我國的出口貿(mào)易狀況的目的。