中國對“一帶一路”沿線國家OFDI的出口貿(mào)易效應(yīng)分析

陳立泰，劉雪梅

（重慶大學(xué)a.公共管理學(xué)院；b.公共經(jīng)濟與公共政策研究中心，重慶 400044）

0 引言

“一帶一路”倡議通過“投資和貿(mào)易有機結(jié)合、以投資帶動貿(mào)易發(fā)展”的“雙輪驅(qū)動”模式挖掘經(jīng)濟增長新潛力。其關(guān)注重點從傳統(tǒng)的單一貿(mào)易驅(qū)動模式轉(zhuǎn)向了以貿(mào)易和投資為支撐的雙輪驅(qū)動協(xié)同模式，而OFDI動機差異是其空間分布差異與對出口貿(mào)易影響效應(yīng)存在差異的根源，因而，探討不同動機OFDI對出口貿(mào)易的影響具有重要意義。

對于OFDI影響出口貿(mào)易的研究，主要有三種結(jié)論：替代效應(yīng)[1]、促進效應(yīng)[2]、其他效應(yīng)（無影響或替代與促進同時存在）。同時，一部分學(xué)者開始將視角轉(zhuǎn)向?qū)е虏煌芯拷Y(jié)論的原因，其中，核心思路是從OFDI本身出發(fā)深入挖掘其動機異質(zhì)性導(dǎo)致的貿(mào)易效應(yīng)差異[3，4]，研究結(jié)論大致可分為三類：市場尋求型OFDI替代出口貿(mào)易（市場型替代論）、資源尋求型OFDI促進出口貿(mào)易（資源型促進論）和創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型OFDI促進出口貿(mào)易（創(chuàng)新型促進論）?？偨Y(jié)發(fā)現(xiàn)已有研究的不足之處在于：其一，OFDI對出口貿(mào)易的主要影響是促進還是替代尚無一致的結(jié)論；其二，涉及到動機OFDI的相關(guān)研究主要以定性分析為主，實證研究較少；其三，以往研究只有極少數(shù)關(guān)注了空間效應(yīng)的影響[5]。鑒于此，本文將空間效應(yīng)引入OFDI影響出口貿(mào)易的分析框架中，通過經(jīng)濟體分類的方法剝離不同動機的OFDI，檢驗不同動機OFDI對出口貿(mào)易的真實影響效應(yīng)。

1 理論分析與研究假設(shè)

借鑒既有研究的理論成果，本文以市場型替代論、資源型促進論和創(chuàng)新型促進論為理論立足點，梳理市場型OFDI、資源型OFDI和創(chuàng)新型OFDI影響出口貿(mào)易的理論機制，在此基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)并展開進一步的實證檢驗。

1.1 市場型OFDI對出口貿(mào)易的影響

市場尋求是中國大多數(shù)企業(yè)對外直接投資的主要動機[6]。本質(zhì)上來說，市場型OFDI是企業(yè)權(quán)衡對外直接投資與出口貿(mào)易的結(jié)果[4]，因此市場型OFDI會替代出口貿(mào)易。具體而言，市場型OFDI的替代效應(yīng)可能表現(xiàn)在兩個方面：一方面，企業(yè)為了規(guī)避貿(mào)易壁壘或者降低貿(mào)易成本，在東道國生產(chǎn)并銷售同質(zhì)產(chǎn)品，這會使當(dāng)?shù)厣a(chǎn)替代母國出口，在市場份額一定時，投資和出口呈此消彼長的關(guān)系，有時甚至?xí)霈F(xiàn)極端的完全替代效應(yīng)；另一方面，在生產(chǎn)一定時間后，由于技術(shù)溢出等原因，東道國企業(yè)開始模仿生產(chǎn)并搶占國內(nèi)市場，這直接減少了東道國的進口需求，而當(dāng)模仿產(chǎn)品具備一定國際競爭力時，會進一步出口到國外（包括母國），與母國搶占第三國市場?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1。

假設(shè)1：市場型OFDI替代出口貿(mào)易。

1.2 資源型OFDI對出口貿(mào)易的影響

資源型OFDI在中國OFDI總量中占比較大，一般認(rèn)為其對出口貿(mào)易的促進效應(yīng)主要有三個方面：其一，資源型OFDI的東道國擁有豐富的自然資源，但由于缺乏開采技術(shù)和設(shè)備等致使其開采能力較弱，而跨國公司擁有雄厚的技術(shù)實力和經(jīng)濟實力，因此，資源型OFDI往往會促進母國大型開采設(shè)備、加工設(shè)備等產(chǎn)品的出口[4]；其二，東道國的基礎(chǔ)建設(shè)較為落后，相應(yīng)的能源設(shè)施是另一個投資重點，因而可以帶動母國大量基礎(chǔ)建設(shè)產(chǎn)品出口，如鋼鐵及其制品、精密儀器和大型設(shè)備等；其三，開采的資源直接或經(jīng)加工后出口到母國，促進母國資源型加工品等的出口[7]。已有研究得出的主要觀點表明流向資源豐裕類國家的OFDI可以促進母國出口，而且其具有最強的促進效應(yīng)[3]。基于此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2:資源型OFDI促進出口貿(mào)易。

1.3 創(chuàng)新型OFDI對出口貿(mào)易的影響

創(chuàng)新型OFDI是指母國企業(yè)為了獲取東道國先進的核心技術(shù)與關(guān)鍵產(chǎn)品、生產(chǎn)工藝、銷售渠道以及品牌、專利、管理經(jīng)驗等創(chuàng)新型資源，通過跨國并購高新科技企業(yè)或研發(fā)部門、新建研發(fā)機構(gòu)、利用當(dāng)?shù)叵冗M技術(shù)設(shè)備等方式在東道國進行直接投資，創(chuàng)新型OFDI對母國出口貿(mào)易的影響會因投資方式差異而不同。一方面，如果學(xué)習(xí)和吸收創(chuàng)新在東道國進行，生產(chǎn)在母國進行，則創(chuàng)新型OFDI產(chǎn)生的“技術(shù)溢出效應(yīng)”會提高母國在本領(lǐng)域的技術(shù)水平、優(yōu)化本國貿(mào)易結(jié)構(gòu)，從而提高產(chǎn)品的出口競爭力，這與Sanjaya Lall（1985）的技術(shù)地方化理論相契合；另一方面，如果學(xué)習(xí)、吸收創(chuàng)新和生產(chǎn)均在東道國進行，則會替代母國原有的生產(chǎn)，或者母國產(chǎn)品因為沒有吸收創(chuàng)新因素，從而出口競爭力減弱。事實上，創(chuàng)新型OFDI東道國相關(guān)企業(yè)的技術(shù)較發(fā)達、市場份額較大且穩(wěn)定，其優(yōu)勢遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于母國企業(yè)，因此，母國企業(yè)基本會選擇第一種方式，這也是部分學(xué)者在研究OFDI技術(shù)溢出時默認(rèn)的投資方式[8]?；诖?，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：創(chuàng)新型OFDI促進出口貿(mào)易。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

只有存在顯著的空間相關(guān)性，空間回歸估計的結(jié)果才具有意義。為了考察整個空間序列的空間相關(guān)性，本文引入“全局莫蘭指數(shù)”（Global Moran’s I）：

其中，X為接受檢驗的空間序列，Wij表為空間權(quán)重矩陣W的（i,j）元素。I∈(-1，1)，如果I∈(0，1)，則高值與高值、低值與低值的區(qū)域相關(guān)聯(lián)，I越接近1，這種正自相關(guān)的空間效應(yīng)越明顯；如果I∈(-1，0)，則高值與低值的區(qū)域相關(guān)聯(lián)，I越接近-1，這種負(fù)自相關(guān)的空間效應(yīng)越明顯。

先引入基本面板模型：

其中，y和x分別表示被解釋變量和解釋變量的觀測值，u和α分別為擾動項和常數(shù)項，i與t分別為觀測對象和年份。根據(jù)空間效應(yīng)產(chǎn)生來源不同，空間計量模型主要分為兩種：空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。空間滯后模型（SLM）：

空間誤差模型（SEM）：

uit的生成過程為：

關(guān)于空間權(quán)重矩陣的選擇，經(jīng)濟權(quán)重矩陣與地理權(quán)重矩陣被廣泛采用，在模型計算中，通常被標(biāo)準(zhǔn)化處理，各權(quán)重矩陣的具體含義與處理見表1。

表1 空間權(quán)重矩陣設(shè)定

2.2 變量選取

在理論分析的基礎(chǔ)上，本文借鑒顧雪松（2016）[9]的基本模型框架，設(shè)定出口貿(mào)易額（EXP）為被解釋變量，設(shè)定對外直接投資流量（OFDI）為核心解釋變量，并將東道國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（PCGDP）、貿(mào)易運輸效率（TTP）、兩國之間的實際匯率（RER）以及是否簽訂貿(mào)易協(xié)定（FTA）作為主要的控制變量[10]。其中，在貿(mào)易運輸效率（TTP）變量的衡量上，已有學(xué)者大都直接以母國與東道國之間的直線距離作為度量指標(biāo)，本文認(rèn)為這種方法過于片面和單一，因而本文綜合國家間距離效率和東道國國內(nèi)物流效率共同評價。其中，國家間距離效率由直線距離按照距離與效率成反比的原則進行評定，國內(nèi)物流績效根據(jù)安排價格具有競爭力的貨運能力、清關(guān)程序的效率、物流服務(wù)的能力和質(zhì)量、貨物在預(yù)期時間內(nèi)到達收貨人的頻率、貿(mào)易和貨運相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施的質(zhì)量、追蹤查詢貨物的能力這六個指標(biāo)進行綜合評定。分別賦予二者等量權(quán)重，共同構(gòu)成貿(mào)易運輸效率（TTP）。各變量的定義及含義如下頁表2所示。

2.3 研究范圍及OFDI動機識別

本文選取“一帶一路”沿線67個國家①本文主要依據(jù)中國社會科學(xué)院所出版的《絲路列國志》和《海絲列國志》以及“一帶一路數(shù)據(jù)庫”所涉及的國家進行樣本選取，其完整包含74個國家，但由于巴勒斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦、斯洛伐克、塞爾維亞和黑山7國的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，因此本文選取其余67個國家為樣本。為樣本，借鑒基于動機異質(zhì)性將OFDI分為市場型、資源型和創(chuàng)新型三類的理論成果，本文主要使用經(jīng)濟體分類的方法剝離不同動機的OFDI[3]，并采用東道國資源稟賦、OFDI主要分布領(lǐng)域和國家競爭力指數(shù)排名這三重標(biāo)準(zhǔn)進行分類判定。其中，由于東道國資源稟賦和經(jīng)濟基礎(chǔ)差異是OFDI動機異質(zhì)性的根源[11]，因而將其作為第一重標(biāo)準(zhǔn)，將“一帶一路”沿線國家分為市場型經(jīng)濟體、資源型經(jīng)濟體和創(chuàng)新型經(jīng)濟體；同時，為了驗證流向市場型經(jīng)濟體、資源型經(jīng)濟體和創(chuàng)新型經(jīng)濟體的OFDI以市場、資源和創(chuàng)新資產(chǎn)為動機，本文將中國對“一帶一路”沿線國家OFDI的主要分布領(lǐng)域設(shè)為第二重標(biāo)準(zhǔn)；最后，為了進一步驗證根據(jù)前兩重標(biāo)準(zhǔn)進行分類的結(jié)果的客觀性，本文將世界經(jīng)濟論壇（WEF）發(fā)布的《The Global Competitiveness Report 2015—2016》所體現(xiàn)的國家競爭力指數(shù)作為第三重標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文定義：流向市場型經(jīng)濟體、資源型經(jīng)濟體和創(chuàng)新型經(jīng)濟體的OFDI分別為市場型OFDI、資源型OFDI和創(chuàng)新型OFDI?；谝陨系臉颖痉秶头诸惙椒ǎ疚膶⒂《?、土耳其、泰國等37個國家歸為市場型經(jīng)濟體，將俄羅斯、阿聯(lián)酋、伊朗等20個國家歸為資源型經(jīng)濟體，將以色列、德國、新加坡等10個國家歸為創(chuàng)新型經(jīng)濟體。

表2 變量及說明

2.4 數(shù)據(jù)來源及處理

由于2003年中國OFDI開始迅猛發(fā)展，開始了真正意義的對外直接投資，2015年底，中國成為資本凈輸出國，因此，本文選取2003—2015年這一關(guān)鍵時期作為時間區(qū)間。同時，中國對“一帶一路”67國的OFDI流量與出口貿(mào)易額來自2003—2016年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》和《中國統(tǒng)計年鑒》；67個樣本國家的人均GDP、各國名義匯率、消費者物價指數(shù)和國內(nèi)物流效率均來自世界銀行（WB），且以2010年物價水平為基準(zhǔn)進行調(diào)整；中國與各國簽訂自由貿(mào)易協(xié)定的相關(guān)信息來自中國商務(wù)部數(shù)據(jù)庫；國家間直線距離主要通過GoogleMap工具測算得出。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 Moran’s I檢驗結(jié)果

本文首先使用Global Moran’s I值檢驗中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易額是否具有空間效應(yīng)（見表3），其中，（1）至（4）分別是對全樣本、市場型經(jīng)濟體、資源型經(jīng)濟體、創(chuàng)新型經(jīng)濟體對象的檢驗結(jié)果。

表3 Morans,I值及檢驗

從表3可以看出，Moran’s I值均通過5%顯著性水平的檢驗，即中國對“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易存在空間效應(yīng)；Moran’s I值均為正，表明空間效應(yīng)呈現(xiàn)出“高-高”和“低-低”型空間集聚效應(yīng)；Moran’s I值逐年上升，說明隨著中國與沿線各國經(jīng)濟往來不斷深入，這種正的空間相關(guān)性越來越強。因此，本文將進一步就中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效應(yīng)進行實證分析。

3.2 空間回歸估計結(jié)果及分析

為了更好地體現(xiàn)SLM模型和SEM模型估計結(jié)果的有效性，本文首先利用OLS進行估計，接下來分別利用基于經(jīng)濟權(quán)重的SLM模型和SEM模型進行實證檢驗和對比分析，具體實證結(jié)果如表4至表6所示。其中，（1）至（4）分別是基于全樣本OFDI、市場型OFDI、資源型OFDI和創(chuàng)新型OFDI的實證結(jié)果。

表4 OLS回歸結(jié)果

在下頁表5和表6中，（1）至（4）的空間效應(yīng)系數(shù)γ均通過1%顯著性水平的檢驗，這進一步說明了空間效應(yīng)確實在中國對“一帶一路”沿線國家的OFDI和出口貿(mào)易中發(fā)揮了作用；與表4相比，顯著變量個數(shù)由12個變?yōu)?5個，且虛擬變量FTA的系數(shù)由負(fù)數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，說明忽略空間效應(yīng)的OLS估計結(jié)果會出現(xiàn)偏誤。因此，建立SLM模型和SEM模型是合理的。同時，γ系數(shù)均為正，表明中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易具有顯著的“空間溢出效應(yīng)”，這消除了我們在對區(qū)域大市場出口時可能產(chǎn)生“顧此失彼”和“擠出效應(yīng)”的顧慮，同時也使回歸結(jié)果更加客觀真實，如“國際公共物品的溢出效應(yīng)”、“模仿效應(yīng)”和“品牌效應(yīng)”等都將導(dǎo)致“空間溢出效應(yīng)”。

表5 基于經(jīng)濟權(quán)重的SLM模型回歸結(jié)果

表6 基于經(jīng)濟權(quán)重的SEM模型回歸

從表5和表6可以看出，SLM模型的adjust-R2值均大于SEM模型，AIC值和BIC值均小于SEM模型，這說明SLM模型的擬合效果優(yōu)于SEM模型。因此，本文主要基于SLM模型的實證結(jié)果進行分析。從表5的實證結(jié)果可以看出，（1）至（4）中OFDI的回歸系數(shù)均為正且通過1%顯著性水平的檢驗，表明中國對“一帶一路”沿線國家全樣本OFDI、市場型OFDI、資源型OFDI和創(chuàng)新型OFDI均促進了出口貿(mào)易，其中，資源型OFDI的出口促進效應(yīng)最強[3]，而創(chuàng)新型OFDI的出口促進效應(yīng)最弱。

首先，對于市場型OFDI而言，實證結(jié)果表明其對出口貿(mào)易的影響最終表現(xiàn)為促進效應(yīng)，這與假設(shè)1恰恰相反，其結(jié)果主要可能與“一帶一路”的特殊性相關(guān)。具體而言，其一，一些沿線國家政治社會穩(wěn)定性較弱，在獲取“一帶一路”市場時，我國企業(yè)更傾向以設(shè)立境外非生產(chǎn)性服務(wù)機構(gòu)等低成本、低風(fēng)險的方式進入[9]，產(chǎn)品主要從母國出口；其二，部分“一帶一路”沿線國家的工業(yè)發(fā)展水平和生產(chǎn)條件比較落后，無法完全滿足本地生產(chǎn)，某些產(chǎn)品必須依靠從母國出口，如高新技術(shù)設(shè)備、精密儀器等技術(shù)密集型產(chǎn)品；其三，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資還有很大的潛力，東道國的模仿生產(chǎn)效應(yīng)還不明顯，未對中國企業(yè)的市場份額構(gòu)成威脅。

其次，資源型OFDI對出口貿(mào)易的影響系數(shù)最大且在1%的顯著性水平下通過了檢驗，因此，假設(shè)2得到實證檢驗的有效支持。中國對“一帶一路”資源型經(jīng)濟體出口產(chǎn)品主要有兩類，一是與能源開采、加工、轉(zhuǎn)換等相關(guān)的大型機電設(shè)備，二是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)材料和相關(guān)中間產(chǎn)品。一方面，資源型OFDI主要分布在能源開采、加工、清潔等領(lǐng)域，帶動第一類產(chǎn)品的出口；另一方面，能源相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施也吸引了較多OFDI，如油氣運輸管道、電能傳輸設(shè)施和交通基礎(chǔ)設(shè)施等，帶動第二類產(chǎn)品的出口。事實上，中國資源型OFDI普遍采取這種“一站式”出口導(dǎo)向模式。此外，資源型OFDI東道國依賴自然資源，其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)往往比較單一，生產(chǎn)和消費所需產(chǎn)品的生產(chǎn)能力較弱而更加依賴進口，這也會產(chǎn)生較強的出口貿(mào)易促進效應(yīng)。

最后，創(chuàng)新型OFDI的系數(shù)最小，通過了1%的顯著性檢驗，假設(shè)3得到驗證。由于目前我國跨國企業(yè)以尋求創(chuàng)新型資產(chǎn)為動機的OFDI主要通過東道國學(xué)習(xí)或研發(fā)、母國生產(chǎn)的方式進行，因此，創(chuàng)新型OFDI在帶動出口貿(mào)易的同時也有利于我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化。一般而言，創(chuàng)新型OFDI促進出口要經(jīng)過四個環(huán)節(jié)：東道國學(xué)習(xí)—母國吸收（再創(chuàng)新）—提升自身創(chuàng)新能力—增強出口競爭力，第一環(huán)節(jié)和第二環(huán)節(jié)的銜接非常重要。但目前，中國創(chuàng)新型OFDI熱衷于第一環(huán)節(jié)，未充分重視對第二和第三環(huán)節(jié)[12]，導(dǎo)致吸收能力和創(chuàng)新能力較弱，這在一定程度上削弱了創(chuàng)新型OFDI對出口貿(mào)易的促進效應(yīng)。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，在對OFDI出口貿(mào)易效應(yīng)進行基于經(jīng)濟權(quán)重的實證檢驗的同時，本文還對其進行了基于地理權(quán)重的實證檢驗（如表7所示），并以此與表5進行對比分析。

表7 基于地理權(quán)重的SLM模型回歸結(jié)果

通過表7基于地理權(quán)重的SLM模型實證結(jié)果與表5基于經(jīng)濟權(quán)重的SLM模型實證結(jié)果的對比分析可以發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平下，（1）至（4）OFDI對出口貿(mào)易影響的偏向一致且程度差別很小，而且影響效應(yīng)從強到弱也是資源型 OFDI、全樣本 OFDI、市場型 OFDI和創(chuàng)新型 OFDI。因此，本文的實證檢驗結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論

本文以全樣本OFDI以及資源型OFDI、市場型OFDI和創(chuàng)新型OFDI等不同動機的OFDI為視角，通過構(gòu)造基于經(jīng)濟權(quán)重和地理權(quán)重的SLM和SEM空間計量模型，對研究假設(shè)進行實證檢驗。結(jié)果表明：總體而言，中國對“一帶一路”沿線國家OFDI有效促進了出口貿(mào)易的增長；具體而言，資源型OFDI和創(chuàng)新型OFDI對出口貿(mào)易具有促進效應(yīng)，這與假設(shè)2和假設(shè)3的理論預(yù)期一致，而市場型OFDI對出口貿(mào)易也具有促進效應(yīng)，這對假設(shè)1提出了質(zhì)疑；從影響效應(yīng)而言，資源型OFDI的促進效應(yīng)遠(yuǎn)強于市場型OFDI和創(chuàng)新型OFDI，而創(chuàng)新型OFDI的促進效應(yīng)最弱；此外，中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易具有顯著的“空間溢出效應(yīng)”。