董楠

（安徽經(jīng)濟管理學院財會金融系，安徽合肥230059）

●實務(wù)·方法

外向型FDI能促進母國的對外貿(mào)易嗎？
——基于69個國家和地區(qū)樣本的GMM檢驗

董楠

（安徽經(jīng)濟管理學院財會金融系，安徽合肥230059）

對外直接投資對母國經(jīng)濟的諸多方面有正面的影響。文章選取41個發(fā)展中國家和地區(qū)以及28個發(fā)達國家和地區(qū)2002-2011年的觀測樣本，實證考察外向型FDI對母國對外貿(mào)易的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不管是在發(fā)達國家樣本還是在發(fā)展中國家樣本，在控制了外向型FDI的內(nèi)生性之后，外向國際直接投資存量對母國的進出口貿(mào)易總額沒有顯著影響。

外向型FDI；對外貿(mào)易；廣義矩估計

一、引言

FDI與東道國的對外貿(mào)易存在如下三個方面效應(yīng)：其一，貿(mào)易替代效應(yīng)。在兩國生產(chǎn)函數(shù)相同或相似的情況下，一種商品如果以外商直接投資的方式進入一國市場，則FDI會替代貿(mào)易。其二，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。從產(chǎn)品生命周期理論來看，發(fā)達國家向發(fā)展中國家的FDI可以創(chuàng)造母國和東道國之間的貿(mào)易機會。小島清教授有大量關(guān)于國際直接投資和國際貿(mào)易方面的論著，認為投資國對外直接投資應(yīng)當從本國處于比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)開始順次進行，同時，投資國能夠集中精力創(chuàng)造、研發(fā)新的技術(shù)與比較優(yōu)勢，以加大兩國間的比較成本差距，獲得更大規(guī)模的貿(mào)易創(chuàng)造機會。其三，貿(mào)易補充效應(yīng)。外商在東道國投資后，常常會有維修、售后等后續(xù)支持性活動，這些活動會增加母國與東道國之間的貿(mào)易。

基于貿(mào)易補充效應(yīng)，我們可以預期外向型FDI可能會帶動母國的對外貿(mào)易。然而，對外直接投資與母國貿(mào)易之間的關(guān)系在很大程度上取決于一國跨國公司的動機。如果跨國公司的目的是開采東道國的自然資源，對外直接投資很可能會增加采掘資源所需的投入品的出口，如挖掘機等。市場尋求型FDI可能會促進從母國向東道國中間產(chǎn)品和資本品的出口。如果跨國公司的動機是效率或削減成本，正如在一些來自亞洲新興工業(yè)化國家的FDI案例中那樣，對外直接投資將會增加進口和出口，特別是企業(yè)內(nèi)貿(mào)易。對外直接投資與對外貿(mào)易的關(guān)系還取決于諸如行業(yè)所生產(chǎn)的服務(wù)的可貿(mào)易性等行業(yè)特征。如果可貿(mào)易性受到限制或不存在，正如許多服務(wù)中的情形，對外直接投資可衡量的直接貿(mào)易效應(yīng)將微乎其微。

來自發(fā)達國家，特別是美國和瑞典的實證證據(jù)普遍表明FDI和母國出口是互補不是替代關(guān)系，兩者之間存在正向關(guān)系（Lipsey，2002）［1］。同時，研究還發(fā)現(xiàn)在更為細致的行業(yè)和產(chǎn)品層次上，兩者之間存在替代關(guān)系的證據(jù)。許多發(fā)展中國家的跨國公司在美國的分支機構(gòu)的1992年、1997年和2002年的企業(yè)內(nèi)貿(mào)易數(shù)據(jù)表明，在大多數(shù)情況下，分支機構(gòu)從國外母公司的進口大于同期它們向國外母公司的出口。2003年，在日本的358家分支機構(gòu)中的178家從事批發(fā)或零售貿(mào)易，它們僅從位于南亞、東亞和東南亞的母公司的進口就達到55億美元，占日本從該地區(qū)進口的3%（世界投資報告，2006）［2］。

當將發(fā)達國家跨國公司過去的經(jīng)驗應(yīng)用到目前新興發(fā)展中國家時，需要考慮的是自20世紀60年代和70年代以來世界經(jīng)濟發(fā)生的重大變化。世界經(jīng)濟以及全球FDI中已經(jīng)出現(xiàn)了向服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)移。由于在許多情況下這種投資是服務(wù)國外市場的唯一方式，因此在服務(wù)業(yè)FDI潛在的出口替代或者出口創(chuàng)造是有限的。

二、文獻綜述

現(xiàn)有文獻中不少學者運用不同的方法和樣本考察了FDI與貿(mào)易的關(guān)系。如Q Zhang（2001）考察了FDI對出口的直接影響和間接影響，直接影響表現(xiàn)為FDI的直接引致的出口，間接影響為FDI的示范效用，垂直分工或資源共享而促使東道國企業(yè)的出口增長［3］。Q Zhang（2001）依據(jù)FDI的高低，將中國大陸29個省市（除西藏和重慶）分為高密集FDI，中密集FDI，低密集FDI三大區(qū)域進行格蘭杰因果檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：在高FDI的沿海地區(qū)，F(xiàn)DI與出口存在著顯著的雙向因果關(guān)系；中FDI地區(qū)的出口潛力或出口引致了FDI的進入；而在低密集FDI地區(qū)，F(xiàn)DI對于出口數(shù)量有顯著影響。

K H Zhang（2000）利用省際面板數(shù)據(jù)考察了FDI對出口產(chǎn)生的影響，實證分析表明上一期FDI流入增長1%將使該期出口增加0.29%［4］。Liu(2001)基于中國和19個主要貿(mào)易伙伴的面板數(shù)據(jù)，運用Granger因果檢驗研究其投資和外貿(mào)關(guān)系，結(jié)果顯示：進口的增長帶動了FDI的流入，同時FDI的流入又促進了出口的增長［5］。

國內(nèi)學者對FDI與對外貿(mào)易的關(guān)系問題，也有較多研究。梁琦、施小蘇（2004）利用1980年至2001年的省際面板數(shù)據(jù)探討了FDI和進出口貿(mào)易額之間的因果關(guān)系，并將進出口細分為初級產(chǎn)品的進出口和制成品的進出口，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有的進出口變量和外商直接投資之間都存在長期協(xié)整關(guān)系［6］。王少平、封福育（2006）對1992年至2003年的省際面板數(shù)據(jù)，通過動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來探析FDI對中國不同區(qū)域進出口貿(mào)易的動態(tài)效應(yīng)。實證研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對中國不同區(qū)域的影響有顯著差異［7］。FDI對東部地區(qū)的出口有顯著的創(chuàng)造效應(yīng)，而在中、西部地區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)則不顯著。與此相似，對東部地區(qū)的進口貿(mào)易有較強的替代效應(yīng)，但這種替代效應(yīng)在中、西部地區(qū)則相對較弱。邵軍、徐康寧（2007）運用1993到2003年間中國的省際面板數(shù)據(jù)，并結(jié)合面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示外資與我國外貿(mào)之間存在長期聯(lián)系，并進一步證實我國外資與外貿(mào)之間存在互補關(guān)系［8］。賀勝兵、楊文虎（2008）采用面板平滑轉(zhuǎn)換模型考察FDI的貿(mào)易效應(yīng)，實證研究發(fā)現(xiàn)，工資水平、基礎(chǔ)設(shè)施與開放度對FDI的貿(mào)易效應(yīng)有正向影響；在基礎(chǔ)設(shè)施最差的地方，F(xiàn)DI以替代效應(yīng)為主，外資的流入可能會減少這些地方的進出口貿(mào)易；而市場規(guī)模對FDI貿(mào)易效應(yīng)是非線性的［9］。周靖祥（2009）引入了一個FDI與出口貿(mào)易增長的內(nèi)生性分析框架，使用1990-2005年我國大陸30個省市的出口貿(mào)易與FDI流入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明，我國省區(qū)FDI與出口之間存在著正相關(guān)，F(xiàn)DI流入形成了內(nèi)生出口貿(mào)易的增長效應(yīng)，其結(jié)果支持“FDI的出口貿(mào)易促進論”，出口貿(mào)易對FDI流入起到了“示范”效應(yīng)［10］。李元、楊薇鈺（2010）認為FDI既是一種跨國的資本投放形式,又是一種包括資本、管理、技術(shù)和制度等多種要素在內(nèi)的“打包型復合產(chǎn)品”，它對東道國的經(jīng)濟影響是多重性質(zhì)的［11］。李猛、于津平（2011）對2003-2007年74個東道國面板數(shù)據(jù)，運用GMM檢驗進行估計，結(jié)果表明東道國的市場規(guī)模與資源稟賦會對我國的對外直接投資產(chǎn)生顯著影響［12］。蔡冬青、周經(jīng)（2012）通過實證分析證明，東道國研發(fā)投入和人力資本水平對中國對外直接投資得到逆向技術(shù)溢出有顯著正影響［13］。

綜上所述，現(xiàn)有文獻集中于探討FDI對東道國對外貿(mào)易的影響，而有關(guān)外向型FDI與母國對外貿(mào)易方面的研究較少。根據(jù)跨國公司理論，發(fā)達國家之間的外向直接投資是市場尋求型，而發(fā)展中國家的外向直接投資絕大多數(shù)是技術(shù)尋求型，因此，外向直接投資對母國出口的影響是不確定的。本文將實證考察外向型FDI對母國對外貿(mào)易的影響，這將是對現(xiàn)有文獻的豐富。

三、計量模型、估計方法和數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型和估計方法

本文分別選取41個發(fā)展中國家和地區(qū)以及28個發(fā)達國家和地區(qū)2002-2011年的觀測樣本，來實證分析國際直接投資對母國的貿(mào)易影響。由于對外貿(mào)易具有連續(xù)性，而且貿(mào)易關(guān)系的確定依賴于固定成本，貿(mào)易流量的大小取決于可變成本，因此，本文將貿(mào)易流量的滯后期作為解釋變量。參考王少平、封福育（2006）等，本文的實證模型如下：

其中，貿(mào)易總額（trade），進出口貿(mào)易總額，是模型的被解釋變量；母國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp），母國的貿(mào)易是其國內(nèi)生產(chǎn)總值的一部分；世界其他國家的生產(chǎn)總值的總和（othgdp）：代表世界其他國家對投資母國的需求；實際有效匯率（reer）；實際有效匯率會影響一國的進出口價格，進而影響該國的進出口總額；外流直接投資存量（ofdis）：是投資母國對外直接投資的總量，即在國外的總存量。另外，根據(jù)現(xiàn)有理論，國外FDI的存量具有明顯的內(nèi)生性，因此，本文考慮使用動態(tài)面板廣義矩估計（GMM）的方法來對式（1）進行估計。

對動態(tài)面板模型的估計可以使用差分GMM和系統(tǒng)GMM。Arellano和Bond（1991）假設(shè)殘差項的一階差分△εit與所有Yis，Xis（s≤t-2）都不相關(guān)，即可以得到一階差分的矩條件：

其中，t=3，4，…，T；s≥2。（2）式表明，可以用滯后兩階和更高階的內(nèi)生解釋變量的水平值做（1）式中差分解釋變量的工具變量。這其中的一個隱含假設(shè)條件是，所有的內(nèi)生解釋變量都具有弱外生性，該假設(shè)可以由Sargan或Hansen過度識別約束來檢驗。該矩條件的個數(shù)為：（T-1）（T-2）/2，即如果水平方程的殘差項不存在二階乃至更高階的序列相關(guān)，則該假設(shè)條件得到滿足。本文也將進行過度識別檢驗。

動態(tài)面板差分模型的好處有：第一，對諸如水平方程（1）去差分后，能夠消除掉某些非時變的變量和一些個體非觀測效應(yīng)，如一個國家的制度、地理位置等，進而可以部分地解決遺漏變量問題；第二，取差分后的變量增量能夠消除反向因果關(guān)系。Blundell和Bond（1998）研究發(fā)現(xiàn)，一階差分廣義矩估計（GMM）的有限樣本特性較差，必須對水平方程施加額外的約束，故采用系統(tǒng)廣義矩估計（GMM）進行有效的估計。額外的約束為：

其中，t=3，4，…，T；uit=εit+ηi。式（3）的額外約束說明，我們可選用式（1）中變量的一階差分滯后項作為水平變量的工具變量。系統(tǒng)GMM估計的優(yōu)點：第一，（1）式中若存在非時變的遺漏變量問題，由于系統(tǒng)GMM中有一個差分方程，因此該估計將不再會產(chǎn)生遺漏變量偏誤；第二，由于工具變量的使用，使得式（1）中存在內(nèi)生變量情況下的系數(shù)的估計是一致的；第三，Bond等人（2001）研究表明，即便存在測量誤差，工具變量估計法也會得到一致性的估計。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取的41個發(fā)展中國家和地區(qū)為：中國大陸和臺灣、印尼、馬來西亞、菲律賓、新加坡、韓國、泰國、越南、保加利亞、捷克、愛沙尼亞、匈牙利、拉脫維亞、立陶宛、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、土耳其、烏克蘭、阿根廷、巴西、智利、哥倫比亞、厄瓜多爾、牙買加、墨西哥、秘魯、委內(nèi)瑞拉、埃及、摩洛哥、印度、博茨瓦納、喀麥隆、加蓬、利比亞、尼日利亞、南非、阿爾及利亞、巴拿馬。28個發(fā)達國家和地區(qū)為：中國香港、日本、韓國、澳大利亞、比利時、奧地利、盧森堡、加拿大、法國、德國、丹麥、芬蘭、希臘、冰島、愛爾蘭、意大利、新西蘭、荷蘭、挪威、西班牙、葡萄牙、瑞士、瑞典、英國、美國、以色列、馬耳他和塞浦路斯。發(fā)達國家分組的選取綜合考慮人均收入和對外直接投資數(shù)量，英屬維爾京群島和開曼群島屬于離岸金融市場，其國際投資并非直接投資，因而未考慮在內(nèi)。

進口和出口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、世界生產(chǎn)總值、GDP平減指數(shù)的數(shù)據(jù)來自世界銀行的World Development Indicator數(shù)據(jù)庫，進出口額加總等于貿(mào)易總額，國內(nèi)生產(chǎn)總值和世界生產(chǎn)總值為2000年的不變價格變量。貿(mào)易額用GDP平減指數(shù)調(diào)整。實際有效匯率來自于IMF的International Financial Statis?tics數(shù)據(jù)庫，部分國家和地區(qū)的缺失實際有效匯率來自于BIS（國際清算銀行）的月報。FDI外流存量數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議（UNCTAD）的數(shù)據(jù)庫FDI On-line，計算FDI的存量時，折舊率取δ=10%。

（三）實證結(jié)果及分析

1．對發(fā)達國家和地區(qū)的實證分析

從表1的實證結(jié)果可以看到，模型（1）中，滯后一期的貿(mào)易額、投資母國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際有效匯率的系數(shù)值是顯著的；然后，在存在因變量的滯后項時，OLS及GLS的估計都將是有偏的。這里選用Arellano和Bover（1995），Blundell和Bond（1998）提出的系統(tǒng)廣義矩估計方法，該方法可以有效控制某些解釋變量的內(nèi)生性問題，通過將弱外生變量的滯后項作為工具變量納入估計方程，從而獲得一致性估計。通過對比可以看出，用系統(tǒng)廣義矩估計得出的結(jié)果，滯后一期貿(mào)易額的系數(shù)增大，并且顯著性也提高了。在控制不同變量和不同之后階數(shù)的情況下，外向型國際直接投資存量的系數(shù)相比固定效應(yīng)模型下的估計都變小了，并且也都是不顯著的，這說明在發(fā)達國家中，外向型國際直接投資存量對母國的進出口貿(mào)易總額沒有顯著的影響。

表1 對發(fā)達國家和地區(qū)樣本實證分析結(jié)果

2．對發(fā)展中國家和地區(qū)的實證分析

對發(fā)展中國家樣本的估計結(jié)果如表2所示。在模型（1）中，用固定效應(yīng)模型估計得到外向型國際直接投資存量對貿(mào)易總額有正向顯著影響。但是，當運用系統(tǒng)廣義矩估計方法后，滯后一期的貿(mào)易額系數(shù)變大，同時顯著度提高。相同的是：在控制不同變量和不同之后階數(shù)的情況下，外向型國際直接投資存量的系數(shù)相比固定效應(yīng)模型下的估計都變小了，并且也都是不顯著的。這說明在發(fā)展中國家，在控制了外向型FDI的內(nèi)生性之后，外向型國際直接投資存量對母國的進出口貿(mào)易總額沒有顯著的影響。

四、結(jié)論

本文選取41個發(fā)展中國家和地區(qū)以及28個發(fā)達國家和地區(qū)2002-2011年的觀測樣本，實證考察外向型FDI對母國對外貿(mào)易的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不管是發(fā)達國家樣本還是發(fā)展中國家樣本，在控制了外向型FDI的內(nèi)生性之后，外向國際直接投資存量對母國的進出口貿(mào)易總額沒有顯著影響。本文將樣本國家劃分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家兩個子樣本，關(guān)于實證結(jié)果的合理解釋是：發(fā)達國家的外向型FDI是市場尋求型，而發(fā)展中國家的外向型FDI是技術(shù)尋求型。發(fā)展中國家應(yīng)充分利用外向型FDI，加大母國研發(fā)資本投入，提高自主研發(fā)與創(chuàng)新能力，以實現(xiàn)母國技術(shù)顯著進步。

表2 對發(fā)展中國家和地區(qū)樣本實證分析結(jié)果

關(guān)于貿(mào)易和跨國公司行為的垂直型模型假設(shè)要素豐裕度的相對差異是跨國公司行為形成的驅(qū)動因素，出口和外向型FDI是互補性的結(jié)果來源于要素豐裕度的相對差異。該理論成功地解釋了北—南模型中跨國公司的形成，即來自發(fā)達國家的跨國公司因為追求發(fā)展中國家相對低成本的勞動力，會運用FDI的形式在發(fā)展中國家投資，形成跨國公司的活動。因此由FDI引致的跨國公司活動并不會增加母國的出口。拉爾的國際生產(chǎn)折衷理論認為發(fā)展中國家的對外直接投資很大程度上屬技術(shù)尋求型，即以在發(fā)達國家投資的方式，汲取發(fā)達國家企業(yè)的生產(chǎn)、管理和營銷等技術(shù)，所以發(fā)展中國家的對外直接投資同樣不能引致母國的出口增加。

本文嘗試用經(jīng)驗分析去考察外向國際直接投資對母國（地區(qū)）對外貿(mào)易的影響，由于所選的因變量是投資流出國的進出口貿(mào)易額，因此，可能并沒有考慮到投資促進貿(mào)易的因素。比如，臺灣地區(qū)在大陸投資主要是從事加工貿(mào)易，臺灣的代工工廠生產(chǎn)了全世界80%的筆記本電腦。在大陸生產(chǎn)的這些筆記本電腦并沒有全部返銷到臺灣，而是在大陸地區(qū)組裝后出口到歐美及世界各地，這些并不體現(xiàn)為臺灣地區(qū)的對外貿(mào)易量。因此，這種尋求成本節(jié)約型的國際直接投資將會增加國際貿(mào)易，即國際投資和國際貿(mào)易是互補的，但是，這種結(jié)果并不能在我們的經(jīng)驗分析中表現(xiàn)出來。總之，尋找更好的變量和模型去實證檢驗外向型FDI對母國對外貿(mào)易的影響是未來該領(lǐng)域的一個研究方向。

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［2］聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議.2006世界投資報告：來自發(fā)展中經(jīng)濟體和轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟體的外國直接投資：對發(fā)展的影響［M］.冼國明，譯.北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2007．

［3］Zhang Q，F(xiàn)elmingham B.the Relationship between Inward Di?rect Foreign Investment and Trade in China［J］.China Eco?nomic Review，2001（12）：82-89．

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［9］賀勝兵，楊文虎.FDI對我國進出口貿(mào)易的非線性效應(yīng)研究——基于面板平滑轉(zhuǎn)換模型［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2008（10）：44-55．

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［11］李元，楊薇鈺.東道國外資規(guī)制政策互動與跨國公司對外直接投資［J］.華東經(jīng)濟管理，2010（1）：73-78．

［12］李猛，于津平.東道國區(qū)位優(yōu)勢與中國對外直接投資的相關(guān)性研究——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)廣義矩估計分析［J］.世界經(jīng)濟研究，2011（6）：63-67．

［13］蔡冬青，周經(jīng).東道國人力資本、研發(fā)投入與我國OFDI的反向技術(shù)溢出［J］.世界經(jīng)濟研究，2012（4）：76-80．

［責任編輯：歐世平］

Can Outward FDI Promote Foreign Trade of Home Country?—Based on GMM Test of Samples from 69 Countries and Regions

DONG Nan
(Department of Accounting and Finance,Anhui Economic Management Institute,Hefei 230059,China)

Outward FDI has a positive impact on many aspects of the home country’s economy.The paper,by selecting sam?ples of 41 developing countries and regions,28 developed countries and regions from the year of 2002 to 2011,empirically inves?tigates the impact of outward FDI on foreign trade of home countries.The empirical results show that the stock of outward FDI has no significant impact on foreign trade of home countries after the control on the endogeneity of outward FDI,whether the samples are from developed countries or developing countries.

outward FDI；foreign trade；GMM

F73

A

1007-5097（2014）06-0163-04

10.3969/j.issn.1007-5097.2014.06.030

2014-02-23

2013安徽省領(lǐng)導圈定課題“培育和發(fā)展新型消費業(yè)態(tài)研究”；安徽省省級特色專業(yè)建設(shè)項目（20102003）

董楠（1973-），女，安徽天長人，副教授，注冊會計師，管理學碩士，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計，會計。