应用文-中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析

中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析 '对外直接投资，出口规模，出口结构 经济全球化的两重性越来越得到人们的高度重视：一方面，经济资源和生产要素的跨国流动有助于提高生产力；另一方面，经济全球化也是发达国家经济殖民化和南北两极分化加剧的过程。但是，经济全球化是当今世界发展的显著特征和必然趋势，在全球化的大背景下，一个国家离开全球化是不可能的，尤其是作为第三大外贸国，第四大 CDP国的中国，与其被动地、消极地适应全球化，不如理性地、积极地参与全球化。而对外直接投资正是中国参与经济全球化的理性、积极之举，也是“走出去”经济战略的核心内容。 国际直接投资有外国直接投资(inward FDI)和对外直接投资(outward FDI)之分，前者研究外资的流入，后者研究外资的流出。无论是从总量还是相对量来看，我国的对外直接投资都要远远落后于外国直接投资，因此 理论 和实证研究的重点是外国直接投资。但是随着对外开放的不断深化，我国的对外直接投资规模进一步扩大，对外直接投资在经济发展中的作用不断体现，对于对外直接投资的研究也逐渐深入并日益成为国际投资领域的研究 。而探讨我国对外直接投资的贸易效应，有助于更好地发展我国的对外贸易和对外直接投资。 国际直接投资和国际贸易是一国融入全球化的主要渠道，也是 企业 国际化经营的两种重要模式。国际直接投资与国际贸易的 极为密切，两者之间的关系自20世纪60年代以来一直是研究和争论的焦点。站在母国的角度来看，对外直接投资的贸易效应主要有替代和互补两种，即对外直接投资可能减少(替代)母国的贸易，也可能增加(互补)母国的贸易。但是正如Helmberger和Schmitz(1970)所指出的那样，对外直接投资和贸易之间究竟是互补还是替代关系其实是一个实证问题而非理论问题。国内外的学者在这一领域进行了广泛深入的实证研究，成果极为丰富。 从国外的研究结果来看，主要的结论有三类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定。 在对于中国问题的研究上，关于国际直接投资贸易效应的研究主要侧重于在华的外国直接投资对于我国进出口的 影响 ，在对外直接投资与我国对外贸易关系的实证研究方面，蔡锐和刘泉 (2004)、张如庆(2005)、项本武(2005)[3)、陈石清(2006)等运用我国不同阶段的贸易和投资数据，也进行了一些实证研究。 综合国内外的研究成果，我们可以发现，国外的实证研究多以发达国家或地区为研究对象，国内的实证研究尚处于起步阶段，实证研究的结果与国外学者的研究差异很大，这可能是由于中国属于发展中大国，对外直接投资的发展相对较弱，学者们考察的时间跨度也有所不同的缘故，因此，中国对外直接投资的贸易效应还需要作进一步的验证。 此外，对外直接投资的贸易效应不仅仅体现在对外直接投资对于进出口规模的影响上，还体现在对外直接投资对于进出口贸易结构的影响上，虽然国外的研究重点是对外直接投资对于进出口规模的影响，但中国是一个发展中的贸易大国，其对外直接投资不仅应当有利于绕开贸易壁垒，寻求原材料供应和改善 技能，还应当有利于产业结构、贸易结构的优化和国际竞争力的提高，因此，对外直接投资对于进出口贸易结构的影响也需要进行探讨并加以实证的支持。 本文将结合我国对外直接投资的发展现状和特点，实证分析对外直接投资对于我国出口贸易额和出口商品结构的影响，以期为我国对外直接投资和对外贸易的发展提供借鉴。 1.模型的建立 为了实证考察对外直接投资对于我国出口额的影响，采用如下回归模型：

lnEX =β +β lnOFDI +β lnSOFDI +β lnIF +β lnSIF +β lnGDP +β lnWGDP +β lnWIM +μ (1) 其中，EX 是当年出口额，OFDI 是当年中国对外直接投资流量，SOFDI 是上年中国对外直接投资存量，IFDIt是当年外商直接投资实际流入额，SIFDI 是上年外商直接投资实际流入存量，GDP 为当年国内生产总值，WGDP 为当年世界国内生产总值，WIM 为当年世界进口额。β 、β 、β 、β 、β 、β 、β 、β 是待估计的参数。β 是截距项；β 测度当年出口额对于当年对外直接投资额的弹性大小，β 测度当年出口额对于当年上年对外直接投资累计额的弹性大小(考虑到时滞效应)，β 和β 是说明对外直接投资对于出口是否具有推动效应的关键变量，如果两者之间存在互补关系，β 或β 的估计结果应该为正；β 和β 测度外商直接投资流入流量和上年存量对于出口的影响；β

测度的是中国的GDP对于出口的影响；β 和β 是在考虑到中国的出口受到世界经济增长和进口需求的基础上，测度世界GDP额和世界进口额对于出口的影响；μ 是扰动误差项，测度的是其他没有考虑进去的变量扰动。 2.数据说明 我国外资流出入的数据可以从商务部、国际收支平衡表和联合国贸发会议(UNCTAD)国际投资 三个渠道获得。在数据采集时发现，1985—2004年度中国国际收支平衡表中资本和 金融 项目下对外直接投资差额栏中的数据与UNCTAD国际投资报告中的数据完全一致，因此外资流出入的数据直接采自各年度国际收支平衡表。中国GDP和世界GDP的数据来自于国际货币基金 (IMF)，世界进口额的数据来自于《国际 年鉴》，其他数据来源于《中国统计年鉴》或根据年鉴 计算 得到。模型回归引用的样本数据的时间跨度是1990--2005年。模型的回归及相关检验全部运用SPSS12.0完成。 3.模型的估计 对(1)式采用多元线性回归 方法 进行参数估计时，变量的选取采用了向后剔除法，以排除不能通过显著性检验的变量。通过检验计算，回归中移去了变量lnGDP (β )和lnWGDP (β )，最终得到如下结果： lnEX =15.878+0.131lnOFDI +0.131lnOFDI +1.036lnSOFDI -0.413lnIFDI -0.541lnSIFD +2.058lnWIM (2) 从回归分析报告(见表1)来看，模型拟合情况很好：调整后的及R 为0.993表明lnEX的变动中有99.3%可由自变量解释；相关系数R为 0.998表明因变量和自变量的相关程度为 99.8%；每个回归系数的t值都是显著的；衡量回归方程显著性的9值也是显著的。具体来看，回归结果的经济含义为： (1)β =0.131和说明中国对外直接投资流量与出口之间存在互补关系，对外直接投资促进了出口的增长，并且对外直接投资流量增加1%，出口额会增加0.131%； (2)β =1.036说明对外直接投资的存量对出口存在推动效应。β 和β 的对比还说明了对外直接投资的积累对于出口的促进作用相对更大； (3)β 和β 的值为负表明1990--2005年间我国外资的引进非但没有起到显著的促进出口的作用，

反而对于出口是一种阻碍； (4)β =2.058说明世界的进口需求对于中国的出口起到了重要作用； (5)β 、β 和β 的估计结果说明尽管对外直接投资和世界的进口需求都促进了中国的出口增长，但是相比较而言，世界的进口需求对于出口的推动作用更大。'