唐禮智,章志華
(廈門大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,福建 廈門 361005)
據(jù)最新數(shù)據(jù)統(tǒng)計,2014年中國對外直接投資額達1029億美元,首次突破千億美元,同比增長14.1%,繼續(xù)保持世界第三位;對外投資額與吸收外資額相比僅差160多億美元,成為凈對外投資國已指日可待。與此同時,據(jù)海關(guān)統(tǒng)計,2014年我國進出口總值26.43萬億元,同比增長2.3%,增速明顯高于全球的平均增速,第一貨物貿(mào)易大國地位進一步鞏固。鑒于國際直接投資與國際貿(mào)易在我國經(jīng)濟發(fā)展中的突出表現(xiàn)和重要作用,國際投資與國際貿(mào)易的相互關(guān)系無疑成為理論研究的熱點之一。
綜觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻,明顯存在兩點不足:一是在研究對象上,大多局限于單個國家以及國別比較層面,缺乏來自于省級層面的分析;二是在研究方法上,大多沒有考慮到母國對外貿(mào)易可能存在地區(qū)關(guān)聯(lián)性的事實(魏浩,王宸,2011),導(dǎo)致對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的實證研究長期局限于自變量選擇的變化或增減。針對上述研究不足,本文力圖采用中國的省級面板數(shù)據(jù),引入空間計量模型,揭示在對外貿(mào)易存在空間相關(guān)性前提條件下對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)問題。
空間計量經(jīng)濟學(xué)的基本思想是將機構(gòu)或地區(qū)間的影響引入模型,通過一個空間權(quán)重矩陣對基本線性回歸模型進行修正,也就是用計量技術(shù)處理空間里的經(jīng)濟單元的交互性,空間因素已經(jīng)成為自然或者經(jīng)濟研究的一個性質(zhì)(Lee and Yu,2010)。一般將空間面板數(shù)據(jù)模型分為三種,即針對隨機誤差項滯后項空間自相關(guān)性的空間誤差模型(SEM)、針對因變量滯后項空間自相關(guān)性的空間自回歸模型(SAR)、針對自變量和因變量滯后項同時空間自相關(guān)性的空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型(SDM)。與此同時,面板數(shù)據(jù)模型分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型,目前大多數(shù)的實證分析傾向于固定效應(yīng),如Lee and Yu(2014)認為通常情況下固定效應(yīng)比隨機效應(yīng)更為穩(wěn)健。在實際數(shù)據(jù)分析中,如果個體差異是固定不變的,則采取固定效應(yīng)模型;如果樣本的個體差異是隨機的,則可以使用隨機效應(yīng)模型。由于本文的研究對象是中國30個省份,其個體間差異相對固定不變,因此選擇空間固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型進行分析。
考慮到固定效應(yīng)面板模型又可分為空間固定、時間固定和空間時間雙固定三種類型,本文分別構(gòu)建了空間固定效應(yīng)SEM模型、時間固定效應(yīng)SEM模型和空間時間雙固定SEM模型;空間固定效應(yīng)SAR模型、時間固定效應(yīng)SAR模型和空間時間雙固定SAR模型;空間固定效應(yīng)SDM模型、時間固定效應(yīng)SDM模型和空間時間雙固定SDM模型等9個模型,進行對比分析。
被解釋變量為進出口貿(mào)易總額(TRADE)。各省份進出口貿(mào)易總額用各年平均貨幣匯率換算成人民幣,然后進行平減,得到以1978年為基期的不變價。
解釋變量為對外直接投資額(OFDI)。將各省份對外直接投資額用各年平均貨幣匯率換算成人民幣,然后進行平減,得到以1978年為基期的不變價。
控制性變量分別選擇人均GDP(PGDP)、平均教育年限(EDU)、專利申請受理數(shù)(IN)、公路里程占全國比重(ROAD)、外商直接投資占GDP的比重(OPEN)。其中人均GDP代表各省份的經(jīng)濟發(fā)展水平,平均教育年限代表當(dāng)?shù)氐娜肆Y本水平,專利申請受理數(shù)代表當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)進步,公路里程占全國比重代表當(dāng)?shù)氐慕煌ㄔO(shè)施水平,外商直接投資占GDP的比重代表當(dāng)?shù)氐膶ν忾_放程度。
為減少異方差存在,對TRADE、OFDI、PGDP、EDU、IN取對數(shù)進行回歸分析。
考慮到數(shù)據(jù)的可得性,本文選擇2003~2013年中國30省份(除西藏外)的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析。數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《對外直接投資統(tǒng)計公報》。
運用空間計量模型之前首先進行空間相關(guān)性判斷。所謂空間相關(guān)性,是指一個地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟地理現(xiàn)象或?qū)傩耘c鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩允窍嚓P(guān)的。檢驗空間自相關(guān)性的指標(biāo)很多,但大多使用Moran'I指數(shù)。在Moran'I指數(shù)的計算中,涉及到定義空間對象相互鄰接關(guān)系的空間權(quán)重矩陣??臻g權(quán)重矩陣的選擇通常有基于鄰接性和基于距離兩種。由于本文的數(shù)據(jù)來源于我國不含西藏的30個省份,相互之間基本都有共同的邊界,因此本文采用簡單的二進制鄰接方法構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。特別指出的是,由于海南省是一個島嶼,陸地上沒有直接接壤的省份,在數(shù)據(jù)處理時定義其與廣西、廣東相鄰。另外,Moran'I的取值范圍為[-1,1],大于0,表示正的空間相關(guān)性,表明具有相似的屬性集聚在一起;小于0,表示負的空間相關(guān)性,表明具有不同的屬性集聚在一起;等于0,則表示不存在空間相關(guān)性。
利用Matlab7.0軟件計算的結(jié)果顯示,2003~2013年中國30個省份對外貿(mào)易的空間自相關(guān)系數(shù)均通過了顯著性檢驗,且Moran'I指數(shù)均是正的(如圖1),存在正的空間相關(guān)性,表明適合選擇空間計量模型進行分析。
由圖1可知,我國對外貿(mào)易的空間分布并不是完全的隨機分布,而是呈現(xiàn)出空間集聚狀態(tài),即對外貿(mào)易額高的地區(qū)傾向于和對外貿(mào)易額高的地區(qū)集聚,對外貿(mào)易額低的地區(qū)傾向于和對外貿(mào)易額低的地區(qū)集聚,具有典型的“馬太效應(yīng)”。對外貿(mào)易的空間集聚程度從2003年之后開始趨于相對穩(wěn)定的狀態(tài),Moran'I指數(shù)值在0.35上下徘徊,數(shù)值較小??赡茉蛟谟?,我國地區(qū)間對外貿(mào)易水平差距較大,長期以來高度集中于東部地區(qū),導(dǎo)致東部、中部、西部之間對外貿(mào)易空間關(guān)聯(lián)性不強。
本文采用Matlab7.0軟件,分別對SEM模型、SAR模型、SDM模型3類9個模型進行計量分析,結(jié)果見表1、表2。
表1 SEM模型和SAR模型的計量結(jié)果
表2 SDM模型的計量結(jié)果
由表1、表2可知,從空間自相關(guān)系數(shù)ρ和擬合優(yōu)度R2來看,9個模型的設(shè)定都是合理的,而且效果也不錯。其中SDM的R2無論是空間固定、時間固定以及空間與時間雙固定效應(yīng)都要比空間誤差SEM模型與空間自回歸SAR模型更大.即杜賓模型空間相關(guān)效應(yīng)更明顯。表明一個地區(qū)對外貿(mào)易不僅受到本地區(qū)因素的影響,而且還受到其他地區(qū)的對外貿(mào)易和同類因素的影響。進一步地,SDM模型、SAR模型和SEM模型的空間固定效應(yīng)的擬合優(yōu)度值R2值均大于相應(yīng)的時間固定效應(yīng)與雙固定效應(yīng),表明模型中未觀測效應(yīng)主要是由空間上的固定效應(yīng)引起的。其原因可能在于:一方面,由于本文所選取的面板數(shù)據(jù)是短面板,往往會導(dǎo)致不同截面?zhèn)€體的空間效應(yīng)比時間效應(yīng)顯著;另一方面,我國不同省份之間對外貿(mào)易額差距較大,地區(qū)差異效應(yīng)明顯高于由時間變化引發(fā)的差異效應(yīng)。
具體到解釋變量OFDI,所有9個模型回歸系數(shù)均為正,并且都通過了1%的顯著性水平檢驗,表明我國各省份對外直接投資促進了其對外貿(mào)易的發(fā)展??赡艿脑蚴牵阂环矫妫瑢ν庵苯油顿Y可以帶動我國過剩產(chǎn)能的輸出,同時境外分公司在當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)也促進了我國中間投入品的出口;另一方面,鼓勵開展資源導(dǎo)向型的對外直接投資,可以獲取我國急需的資源,礦產(chǎn)、原材料,由此引發(fā)我國進口的增加。不過,再從系數(shù)值來看,外直接投資對國際貿(mào)易的影響還比較小。
至于控制性變量,LNIN、OPEN這2個解釋變量在9個模型中均通過顯著性水平為1%的檢驗,并且其符號為正,說明技術(shù)進步提升和對外開放程度擴大將促進對外貿(mào)易的發(fā)展。LNEDU在SAR模型和SEM模型中均通過了顯著性水平為1%的檢驗,但是空間自相關(guān)系數(shù)為負,可能是由于目前我國出口商品的大部分是低技術(shù)含量、低附加值的勞動密集型產(chǎn)品和消耗資源較多的加工產(chǎn)品,使得人力資本對國際貿(mào)易的促進作用無法凸顯。LNPGDP在SAR模型和SEM模型均通過了顯著性水平為1%的檢驗,在某種程度上表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平也是促進對外貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵性因素。各省份公路里程數(shù)占全國總里程數(shù)的比值在大多數(shù)模型中通過了顯著性水平檢驗,盡管在不同的模型中所表現(xiàn)出的符號方向不一致,但其影響程度是比較微弱的。
本文針對在理論界存在多年的對外直接投資與對外貿(mào)易是替代還是互補之爭,采用2003~2013年中國省際面板數(shù)據(jù),基于對外貿(mào)易存在空間相關(guān)性前提下開展對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的實證研究。實證結(jié)果表明:
(1)我國對外貿(mào)易存在空間相關(guān)性。Moran'I指數(shù)均為正值,顯示我國對外貿(mào)易在省域?qū)用嫔铣尸F(xiàn)空間集聚狀態(tài),而在隨后引入的SDM模型、SAR模型與SEM模型的實證結(jié)果中,SDM模型的空間效應(yīng)表現(xiàn)最顯著,進一步說明被解釋變量進出口貿(mào)易總額的滯后項與隨機誤差項都和自變量存在空間相關(guān)性。
(2)中國對外直接投資會促進對外貿(mào)易發(fā)展,但是影響效果不明顯,對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)還沒有充分發(fā)揮出來。但是,隨著國家“一帶一路”戰(zhàn)略的全面鋪開,更多的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和過剩產(chǎn)能將向沿線國家轉(zhuǎn)移,對外直接投資和對外貿(mào)易互動發(fā)展的態(tài)勢將日趨明顯。在其他影響因素方面,技術(shù)進步提升和對外開放程度擴大都顯著促進對外貿(mào)易的發(fā)展,地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和人力資本對國際貿(mào)易的促進作用目前仍無法凸顯,而交通基礎(chǔ)設(shè)施對國際貿(mào)易的發(fā)展影響并不顯著。
[1]Oscar B.R,Maria M..Foreign Direct Investment and Trade:A Causality Analysis[J].Open Economies Review,2001.
[2]Randall M,Bernard Y,Zhao M.Y..Perspectives on China's outward foreign direct Investment[J].Journal of International Business Studies,2008(39).
[3]項本武.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究—基于面板模型的協(xié)整分析[J].國際貿(mào)易問題,2009,(4).
[4]魏浩,王宸.中國對外貿(mào)易空間集聚效應(yīng)及其影響因素分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2011,(11).
[5]隋月紅,趙振華.我國OFDI對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的機理與實證-兼論我國OFDI動機的拓展[J].財貿(mào)經(jīng)濟,2012,(4).
[6]胡昭玲,宋平.中國對外直接投資對進出口貿(mào)易的影響因素分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯,2012,(3).
[7]胡兵,喬晶.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)-基于動態(tài)面板模型系統(tǒng)GMM方法[J].經(jīng)濟管理,2013,(4).
[8]毛其淋,許家云.中國對外直接投資促進抑或抑制了企業(yè)出口?[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究,2014,(9).