余官勝 楊 文

（1.溫州大學(xué)商學(xué)院 溫州 325035 2.中國船舶重工集團(tuán)公司第七一二研究所 武漢 430064）

一、引言

加入WTO以來，我國對外投資發(fā)展迅速，對外投資流量從2003年的28.5億美元增加到2010年的688.1億美元，增加了24倍之多，位列世界第5位。在這種背景下，我國學(xué)術(shù)界開始關(guān)注兩個(gè)問題：一是什么因素推動對外投資的快速發(fā)展；二是對外投資對我國經(jīng)濟(jì)會產(chǎn)生怎樣的影響。這兩個(gè)問題的解答有助于我國對外經(jīng)濟(jì)政策的制定。由于出口貿(mào)易是我國經(jīng)濟(jì)增長的重要動力，并且與對外投資關(guān)系密切，因此國內(nèi)許多學(xué)者考察對外投資與出口貿(mào)易之間的相互關(guān)系，相關(guān)文獻(xiàn)多從出口貿(mào)易角度分析上述兩個(gè)問題，得出較為豐富的研究結(jié)論。本文以此為基礎(chǔ)，利用聯(lián)立方程組研究我國對外投資與出口貿(mào)易之間的相互關(guān)系。

國內(nèi)外的研究表明對外投資對出口貿(mào)易的影響依對外投資的動機(jī)不同可以分為貿(mào)易替代型和貿(mào)易互補(bǔ)型；而出口貿(mào)易則通過國際化先導(dǎo)推動對外投資的發(fā)展。本文利用我國對55個(gè)國家的對外投資與出口貿(mào)易跨國面板數(shù)據(jù)進(jìn)行聯(lián)立方程組系統(tǒng)估計(jì)，發(fā)現(xiàn)我國的對外投資并未對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，而出口貿(mào)易則對我國的對外投資有顯著的推動作用；發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家分類別樣本數(shù)據(jù)也得出類似的結(jié)論。由此可以驗(yàn)證，我國對外投資的出口貿(mào)易替代性與互補(bǔ)性是相互抵消的，而出口貿(mào)易的發(fā)展則是引導(dǎo)對外投資的重要因素。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)對外投資與出口貿(mào)易之間關(guān)系的爭論早在二戰(zhàn)后的經(jīng)典文獻(xiàn)中便已存在，Mudell（1957）在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)H-O模型框架內(nèi)強(qiáng)調(diào)商品流動和要素流動的替代型，因此對外投資在理論上會減少出口［1］。日本學(xué)者Kojima（1978）則結(jié)合日本實(shí)際從邊際產(chǎn)業(yè)角度指出進(jìn)行對外投資的產(chǎn)業(yè)往往是本國喪失比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，因此對外投資應(yīng)該與國際貿(mào)易之間存在互補(bǔ)關(guān)系［2］。理論上的爭論導(dǎo)致近些年來國外文獻(xiàn)大多從實(shí)證上檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系，Lim和Moon（2001）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)針對不發(fā)達(dá)國家的對外投資或者衰退產(chǎn)業(yè)的對外投資均能促進(jìn)母國的出口貿(mào)易［3］。Blonigen（2001）的證據(jù)表明對外投資對出口貿(mào)易的影響是不確定的，同時(shí)存在替代或互補(bǔ)的可能性［4］。進(jìn)一步地，Kokko（2006）的研究則明確縱向?qū)ν馔顿Y與橫向?qū)ν馔顿Y的出口貿(mào)易效應(yīng)是不同的［5］。國外也存在一類文獻(xiàn)關(guān)注對外投資與出口貿(mào)易的因果關(guān)系，F(xiàn)ontagne（1999）和 Kosekahyaoglu（2006）是其中的典型，他們的研究發(fā)現(xiàn)，一方面對外投資會通過與母國企業(yè)之間的貿(mào)易聯(lián)系促進(jìn)母國出口的發(fā)展；另一方面，出口貿(mào)易也能有效推動對外投資，這是因?yàn)槌隹谑瞧髽I(yè)國際化進(jìn)程的第一階段行為［6］［7］。最近的文獻(xiàn)大多集中在國別數(shù)據(jù)實(shí)證研究，Karpaty和Kneller（2011）利用瑞典數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)高生產(chǎn)率跨國公司的對外投資能促進(jìn)母國的出口貿(mào)易，并且這種促進(jìn)效應(yīng)還能擴(kuò)散至其他本土企業(yè)［8］。Franco（2013）利用美國部門層面數(shù)據(jù)研究了不同動機(jī)對外投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)市場尋求動機(jī)對外投資在很大程度上能促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展［9］。

由于我國對外投資從加入WTO以后開始快速發(fā)展，該領(lǐng)域的研究也起步于21世紀(jì)初，李榮林（2002）較早地歸納分析了對外投資和出口貿(mào)易相關(guān)性的文獻(xiàn)資料［10］。近年來該領(lǐng)域的實(shí)證研究則隨著對外投資規(guī)模的擴(kuò)大取得了較大的進(jìn)展，王英和劉思峰 （2007）采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)我國對外投資在促進(jìn)出口貿(mào)易的同時(shí)也能優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)［11］；張應(yīng)武 （2007）利用引力模型分析發(fā)現(xiàn)我國對外投資與出口貿(mào)易之間存在相互促進(jìn)的互補(bǔ)關(guān)系［12］。項(xiàng)本武 （2009）利用我國對50個(gè)國家地區(qū)的跨國面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行協(xié)整研究發(fā)現(xiàn)長期內(nèi)我國對外投資對出口貿(mào)易有較大的促進(jìn)作用，短期影響則不明顯［13］。楊震寧和賈懷勤 （2010）檢驗(yàn)了對外投資和出口貿(mào)易之間的協(xié)整關(guān)系以及Granger因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者存在相互促進(jìn)的因果聯(lián)系［14］。李曉峰 （2011）利用國內(nèi)省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，一方面發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易對對外投資存在明顯的促進(jìn)作用；另一方面也發(fā)現(xiàn)對外投資對出口貿(mào)易的影響存在區(qū)域差異性［15］。綦進(jìn)紅和陳曉麗（2011）采用我國同92個(gè)國家地區(qū)間的對外投資跨國面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)總體而言我國的對外投資能促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，但分國別看我國對發(fā)展中國家的對外投資對出口貿(mào)易存在促進(jìn)的互補(bǔ)作用；但對發(fā)達(dá)國家的對外投資卻與出口貿(mào)易之間存在替代性［16］。胡昭玲和宋平 （2012）利用我國對105個(gè)國家地區(qū)對外投資的跨國數(shù)據(jù)應(yīng)用動態(tài)VAR模型和面板Granger檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)我國對外投資與出口貿(mào)易之間存在相互促進(jìn)的雙向關(guān)系［17］。

盡管國內(nèi)外的實(shí)證研究較為豐富，并且研究方法也較為前沿，多數(shù)研究也表明我國對外投資和出口貿(mào)易之間存在雙向關(guān)系，然而大多數(shù)文獻(xiàn)在實(shí)證研究中并未考慮這種雙向關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題對研究結(jié)果的干擾?；谶@種考慮，本文通過構(gòu)造面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程組模型進(jìn)行實(shí)證研究，一方面能排除內(nèi)生性問題對研究結(jié)果準(zhǔn)確性的干擾；另一方面也能同時(shí)考察我國對外投資和出口貿(mào)易之間的內(nèi)在相互關(guān)系。因此本文的研究不僅在方法上，而且在內(nèi)容上均構(gòu)成對該領(lǐng)域文獻(xiàn)的有效補(bǔ)充。

三、聯(lián)立方程組實(shí)證研究

（一）模型設(shè)定及變量描述

為了研究我國對外投資與出口貿(mào)易之間的內(nèi)在相互關(guān)系，本文建立以下的聯(lián)立方程組系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)：

聯(lián)立方程組系統(tǒng)中方程 （1）考察對外投資對出口貿(mào)易的影響，方程 （2）則考察出口貿(mào)易對對外投資的影響。在系統(tǒng)中l(wèi)og EXit為我國t年對i國出口貿(mào)易額 （萬美元）的對數(shù)值；log ODIit為我國t年對 i國的對外投資額 （萬美元）對數(shù)值。log GDPit為i國t年的GDP（億美元，2000年美元價(jià)格）對數(shù)值，log PGDPit為i國t年的人均GDP（億美元，2000年美元價(jià)格）對數(shù)值，該兩項(xiàng)共同出現(xiàn)在方程 （1）和 （2）中，分別為了研究一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如何影響我國對該國的出口貿(mào)易和對外投資。TRit為i國t年的貿(mào)易開放度，用i國進(jìn)出口額占GDP的比重衡量，貿(mào)易開放度體現(xiàn)了一國的綜合貿(mào)易政策，會影響我國對該國的出口貿(mào)易；log DISi則為我國與i國的距離對數(shù)值，用我國首都與i國首都的直線距離 （千米）衡量，按照引力模型，兩國距離也是影響兩國間貿(mào)易額的重要因素。FDIit為i國t年的外資開放度，用i國引進(jìn)外資額占GDP的比重度量，較高的外資開放度有利于吸引我國對i國的對外投資；POLit為i國t年的政治穩(wěn)定變量，由Gastil（1991）構(gòu)造的定性指標(biāo)度量［18］，較高的政治穩(wěn)定度有助于吸引我國的對外投資。ui和φi為地區(qū)變量，vt和φt為時(shí)間變量，εit和τit則為回歸殘差。

本文模型的數(shù)據(jù)為2003-2010年間55個(gè)國家的跨國面板數(shù)據(jù)，包括18個(gè)亞洲國家、18個(gè)非洲國家、9個(gè)歐洲國家、8個(gè)美洲國家和2個(gè)大洋洲國家①本文的樣本國包含孟加拉國、柬埔寨、印度、印度尼西亞、日本、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、韓國、老撾、馬來西亞、蒙古、巴基斯坦、菲律賓、沙特阿拉伯、新加坡、泰國、土耳其、越南、阿爾及利亞、安哥拉、博茨瓦納、喀麥隆、剛果 （金）、科特迪瓦、埃及、埃塞俄比亞、加納、肯尼亞、馬達(dá)加斯加、毛里塔尼亞、毛里求斯、摩洛哥、尼日利亞、南非、烏干達(dá)、贊比亞、丹麥、法國、德國、意大利、荷蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、烏克蘭、英國、阿根廷、巴西、厄瓜多爾、墨西哥、秘魯、委內(nèi)瑞拉、加拿大、美國、澳大利亞、新西蘭。。我國對這些國家的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于歷年 《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》；對這些國家的對外投資數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部發(fā)布的 《2010年中國對外投資統(tǒng)計(jì)公告》；各個(gè)國家的GDP、人均GDP、貿(mào)易開放度、外資開放度數(shù)據(jù)均來自于世界銀行發(fā)布的 《世界發(fā)展指標(biāo)》；我國與各個(gè)國家的距離則由距離計(jì)算器②網(wǎng)址為 http：／／www.timeanddate.com／worldclock／distance.html。測算而得；各國政治穩(wěn)定指標(biāo)則來自于自由之家 （Freedom House）依據(jù)Gastil方法計(jì)算發(fā)布的 《2011年世界自由度》（Freedom in World 2011），由數(shù)字1～7衡量各國的政治穩(wěn)定，越高的指標(biāo)代表更高的政治穩(wěn)定度。

（二）回歸結(jié)果及分析

聯(lián)立方程組的回歸分為單方程估計(jì)方法和系統(tǒng)估計(jì)方法，本文首先使用單方程估計(jì)方法中的普通最小二乘法和二階段普通最小二乘法對系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，得到表1的結(jié)果。

從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在方程 （1）出口貿(mào)易的影響因素中，log GDPit的系數(shù)顯著為正，說明我國對經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大的國家有較多的出口；log PGDPit的系數(shù)顯著為負(fù)，反映出在控制經(jīng)濟(jì)規(guī)模后，我國對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的國家出口較少，這是因?yàn)槲覈某隹谄啡匀皇堑蜋n產(chǎn)品，需求在高收入水平國家反而較少；TRit的系數(shù)顯著為正，說明我國對貿(mào)易開放度較高的國家有較多的出口，這是因?yàn)橘Q(mào)易開放度較高的國家往往有較為自由的貿(mào)易政策；log DISi的系數(shù)顯著為負(fù)，說明與我國距離較遠(yuǎn)的國家貿(mào)易較少，符合引力模型的預(yù)期；log ODIit的系數(shù)在OLS回歸結(jié)果中顯著為正，但在2SLS回歸結(jié)果中卻不顯著，說明單方程回歸并沒有得出我國對外投資能促進(jìn)出口貿(mào)易的確切結(jié)論。在方程（2）對外投資的影響因素中，log GDPit的系數(shù)顯著為負(fù)，說明我國對經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大國家的對外投資較少，log PGDPit的系數(shù)不顯著，說明東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并不影響我國對其的對外投資；FDIit的系數(shù)在OLS的結(jié)果中不顯著，但在2SLS的回歸結(jié)果中顯著為正，尚未得出東道國外資開放能促進(jìn)我國對外投資的準(zhǔn)確結(jié)論；POLit的系數(shù)顯著為正，說明政治穩(wěn)定度較高的國家更能吸引我們的對外投資；log EXit的系數(shù)顯著為正，反映了我國對一國的出口貿(mào)易能顯著地推動對該國的對外投資，這是因?yàn)槌隹谫Q(mào)易是企業(yè)國際化的先導(dǎo)，出口貿(mào)易的發(fā)展有助于企業(yè)對東道國的合作與了解，有利于在當(dāng)?shù)赝顿Y的發(fā)展。

單方程回歸方法的缺點(diǎn)在于忽略了方程之間的聯(lián)系，并未將方程組作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，因此可能導(dǎo)致回歸結(jié)果的信息不充分。為了彌補(bǔ)這一缺陷，本文進(jìn)一步使用聯(lián)立方程組系統(tǒng)估計(jì)方法中的三階段最小二乘法和迭代式三階段最小二乘法對系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，得到表2的結(jié)果。

表1 單方程估計(jì)回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為P值，*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

系統(tǒng)估計(jì)方法中三階段最小二乘法和迭代式三階段最小二乘法得出的結(jié)論與單方程估計(jì)結(jié)果基本類似，不同的是在方程 （1）中，系統(tǒng)估計(jì)法回歸結(jié)果中l(wèi)og ODIit的系數(shù)均不顯著，在方程 （2）中l(wèi)og EXit則均顯著為正，該結(jié)果說明了在考慮內(nèi)生性問題后，我國對外投資并沒有對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，而出口貿(mào)易卻對我國的對外投資有明顯的推動作用。根據(jù)各類文獻(xiàn)的分析，對外投資因動機(jī)不同可能是出口替代型或出口互補(bǔ)型，本文的結(jié)果則表明綜合地看我國對外投資的出口替代和互補(bǔ)效應(yīng)正好相抵，對出口貿(mào)易并不產(chǎn)生影響；出口貿(mào)易則通過企業(yè)在東道國率先進(jìn)行國際化而促進(jìn)對外投資的發(fā)展。

（三）分類別國家回歸結(jié)果及分析

為了進(jìn)一步明確我國對不同國家對外投資與出口貿(mào)易之間的關(guān)系，本文分別利用發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家樣本數(shù)據(jù)對聯(lián)立方程組系統(tǒng)進(jìn)行回歸。按照聯(lián)合國的標(biāo)準(zhǔn)，人均GDP在1萬美元以上的國家為發(fā)達(dá)國家，1萬美元以下的為發(fā)展中國家，本文據(jù)此將樣本中的國家分類進(jìn)行3SLS回歸，得到表3的結(jié)果。

表3 分類別國家3SLS回歸結(jié)果

由于發(fā)達(dá)國家的政治穩(wěn)定性指標(biāo)較為相似，為了避免產(chǎn)生共線性問題，本文在發(fā)達(dá)國家樣本回歸中并沒有添加政治穩(wěn)定性變量。從表3的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，變量系數(shù)的符合和顯著性均基本與表2相似。無論是在發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家樣本回歸結(jié)果中，我國對外投資對出口的影響均不顯著，而出口貿(mào)易對我國對外投資均有明顯的推動作用，進(jìn)一步明確了表2的回歸結(jié)果，也表明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、面板數(shù)據(jù)因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步明確我國對外投資與出口貿(mào)易之間的內(nèi)在關(guān)系，本文使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法對兩者之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。分別使用對外投資和出口貿(mào)易的滯后一期和滯后二期值作為解釋變量，本文建立如下的動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)方程：

這里下標(biāo)t-1和t-2分別表示滯后一期和滯后二期。分別利用全樣本數(shù)據(jù)、發(fā)達(dá)國家數(shù)據(jù)和發(fā)展中國家數(shù)據(jù)對方程 （3）和 （4）進(jìn)行回歸，得到表4的結(jié)果。

表4 動態(tài)面板數(shù)據(jù)因果檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在方程 （3）出口貿(mào)易的動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果中，除了發(fā)展中國家樣本的滯后二期值在10%水平上顯著外，其他對外投資滯后值的系數(shù)均不顯著，說明了我國對外投資并不是出口貿(mào)易的原因。而在方程 （4）對外投資的動態(tài)面板數(shù)據(jù)中，除發(fā)達(dá)國家樣本的回歸系數(shù)不顯著外，全樣本和發(fā)展中國家樣本的出口貿(mào)易滯后一期和二期值回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明了我國出口貿(mào)易是推動對外投資發(fā)展的重要原因。由此可見表四的因果檢驗(yàn)結(jié)果有效地驗(yàn)證了本文聯(lián)立方程組系統(tǒng)的回歸結(jié)果。

五、結(jié)論及政策含義

在經(jīng)濟(jì)全球化程度越來越高的背景下，我國出口貿(mào)易和對外投資之間的關(guān)系已成為政策制定者和學(xué)術(shù)工作者共同關(guān)注的話題，本文通過構(gòu)建聯(lián)立方程組系統(tǒng)，利用我國對55個(gè)國家的對外投資和出口貿(mào)易跨國面板數(shù)據(jù)研究兩者之間的內(nèi)在關(guān)系。本文的實(shí)證研究利用全樣本以及發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家分國別樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行會均發(fā)現(xiàn)我國的對外投資并未對出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著影響，而出口貿(mào)易則顯著地推動了對外投資的發(fā)展，由此說明了在我國一方面對外投資的出口替代性和互補(bǔ)性是相互抵消的，另一方面出口貿(mào)易則是企業(yè)進(jìn)行對外投資的重要先導(dǎo)。進(jìn)一步地，本文通過構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸方程檢驗(yàn)對外投資和出口貿(mào)易之間的因果關(guān)系，結(jié)果表明出口貿(mào)易是對外投資的重要原因，而對外投資則不是出口貿(mào)易的原因，驗(yàn)證了本文聯(lián)立方程組的實(shí)證研究結(jié)果。

本研究成果不僅在學(xué)術(shù)上具有方法和內(nèi)容的創(chuàng)新性，能豐富該領(lǐng)域的現(xiàn)有研究成果，而且對相關(guān)部門的政策制定也有一定的參考價(jià)值。一方面，本研究成果表明綜合性的我國對外投資并不能促進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，因此為了促進(jìn)出口，全面推行促進(jìn)對外投資政策將是無效的，政府應(yīng)有針對性地根據(jù)對外投資的動機(jī)和類型實(shí)行區(qū)別對待，鼓勵出口互補(bǔ)型的對外投資優(yōu)先發(fā)展。另一方面，本研究成果也表明出口貿(mào)易能有效地促進(jìn)對外投資的發(fā)展，因此政府應(yīng)鼓勵企業(yè)通過以出口為先導(dǎo)有效推動對外投資的發(fā)展，政府部門應(yīng)配合企業(yè)在出口行為中處理好和東道國的關(guān)系，在出口行為中逐步推行企業(yè)國際化，以實(shí)現(xiàn)出口貿(mào)易更加有效地促進(jìn)對外投資的效果。