全詩凡，徐 清

（1.云南財經(jīng)大學城市學院，昆明650221;2.中國人民銀行福州中心支行，福州350003）

一、引言與文獻綜述

全球經(jīng)濟一體化是世界經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢，改革開放使我國走上了全球經(jīng)濟一體化的道路，我國與世界經(jīng)濟體系的融合程度不斷加深。國際貿易與國際投資參與度是衡量一國對外開放程度高低的最直接指標。在國際貿易上，2010年我國的進出口總額達到了29740億美元，世界排名第二;在國際投資上，2010年我國吸引的外商直接投資（Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI）達到了1057億美元，世界排名也是第二位。相對來說，我國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）卻增長緩慢，2004年我國OFDI為20.81億美元，這一數(shù)據(jù)在10前就達到了20億美元，10年時間幾乎是零增長。這一狀況在2004年以后有了轉變，基于國內經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結構升級等方面的要求，我國確立了“走出去”戰(zhàn)略，2004年以后我國的OFDI開始了迅猛發(fā)展，2005年達到了119億美元，之后增長速度不減，2010年達到了678億美元。①進出口、FDI數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》;OFDI數(shù)據(jù)來源于外匯管理局的國際收支平衡表，并使用借方數(shù)據(jù);貿易與投資的世界排名數(shù)據(jù)來源于《國際統(tǒng)計年鑒》。OFDI的快速增長提升了我國在國際分工中的地位，但也引出了一個問題，即我國OFDI的快速增長是否會影響我國對外貿易的發(fā)展，尤其是出口貿易的發(fā)展。

關于貿易與投資的關系，主要有兩種代表性觀點，一是認為投資與貿易之間是相互替代的關系，這種觀點認為國際貿易和國際投資都有相應的成本，企業(yè)選擇投資能避開貿易成本，選擇貿易能避開投資成本，因此二者是相互替代的（Mundell，1957）。[1]這種觀點在 20 世紀 60 年代以前較為盛行，由于當時各國都普遍存在貿易保護政策，關稅與非關稅壁壘林立，國際間投資的目的主要是為了繞過關稅等壁壘，因此資本流動不過是使得產(chǎn)品的生產(chǎn)從母國移動到了東道國，國際貿易轉換成了國內貿易，商品總量并沒有變化，因此資本流動與貿易是替代的關系。二是認為投資與貿易并不一定表現(xiàn)為替代關系，可能存在互補關系。Kojima等對比了美國與日本的對外直接投資，發(fā)現(xiàn)兩國OFDI的目的有明顯差異，美國的OFDI是為了繞過貿易壁壘的市場尋求型，而日本的OFDI主要是為了獲得東道國廉價的勞動力，并將國內勞動力密集型產(chǎn)業(yè)轉移到東道國。兩種類型的OFDI對貿易的作用不一樣，日本的OFDI建立了母國與東道國上下游產(chǎn)業(yè)鏈的關系，是順貿易方向的，能夠促進母國對東道國的出口，而美國的OFDI會導致東道國的產(chǎn)品返銷，并替代母國對東道國的出口，是逆貿易方向的，會抑制母國對東道國的出口。[2]后來的學者們普遍接受了第二種觀點，即OFDI與貿易的關系要依據(jù)OFDI的性質來判斷，垂直型OFDI對貿易有互補關系，而水平型OFDI對貿易有替代關系。[3～5]

我國對東道國的OFDI與我國對東道國的出口貿易關系問題，也是我國與東道國雙邊貿易的問題。關于國家間雙邊貿易的研究，引力方程是標準的也是非常有效的模型。Tinbergen（1962）[6]和 Poyhonen（1963）[7]指出，兩國的雙邊貿易同兩國的經(jīng)濟規(guī)模（引力）成正比，與兩國之間的距離（阻力）成反比，從而將引力模型引入到國際貿易的研究領域。之后的學者在此基礎上對引力因素與阻力因素進行了擴展。Anderson在模型中加入了兩國人口規(guī)模的引力變量;[8]Bergstrand，[9]Baier 等[10]和 Feenstra[11～12]則對阻力因素進行了分解，將關稅也作為阻力納入模型框架，并討論了兩國價格變化對雙邊貿易的影響。引力模型對我國貿易問題的研究也起到很大的推進作用。盛斌和廖明中使用引力模型對我國40個主要貿易伙伴的出口潛力進行了估算，結果顯示我國的出口在總體上表現(xiàn)為“貿易過度”。[13]程惠芳和阮翔使用引力模型，選取對我國進行直接投資的32個國家（地區(qū)）為樣本進行實證分析，結果顯示投資國與東道國的經(jīng)濟規(guī)?？偤汀⑷司鶉袷杖胨郊半p邊貿易量與兩國間的國際直接投資流量呈正向關系。[14]

本文可能的新意主要體現(xiàn)在:（1）已有文獻主要是研究發(fā)達國家之間的直接投資與貿易或是發(fā)達國家對發(fā)展中國家的直接投資與貿易的關系，而缺少發(fā)展中國家對外直接投資與貿易關系的研究。我國作為發(fā)展中國家，同時也是發(fā)展中國家中對外直接投資最多的國家，因此，研究我國OFDI同貿易之間的關系更具有代表性。（2）已有使用引力模型的研究，往往只是簡單地套用引力方程進行計量估計，而忽視了模型的理論基礎，Krugman，[15]Flam 等（1987），[16]Baier等[10]以及 Feenstra[11～12]充實了引力模型的理論基礎，但缺少對引力模型的擴展。在現(xiàn)實經(jīng)濟社會中，除了經(jīng)濟規(guī)模、距離與運輸成本之外還存在著許多影響雙邊貿易的因素，如兩國的外交關系、文化差異等，余淼杰將貿易雙方的民主進步因素引入引力模型，研究表明兩國民主進步對其貿易增長約有6% ～13%的貢獻率。[17]本文將我國的OFDI變量引入引力模型，從理論與經(jīng)驗角度對我國對東道國的OFDI與出口之間的關系進行系統(tǒng)分析。（3）已有文獻在使用引力模型進行實證分析時，所采用的方法大都是基于截面數(shù)據(jù)的OLS估計，并未考慮到各國無法觀察的個體差異對雙邊貿易的影響，同時也未考慮到模型的內生性問題，本文使用面板數(shù)據(jù)的固定效應模型控制各國無法觀察的個體差異對雙邊貿易的影響，并使用系統(tǒng)GMM方法處理模型的內生性問題。

二、引力模型理論擴展

本文的理論模型主要在 Anderson，[8]Krugman[15]和 Feenstra[11]的理論基礎上構建。同以往文獻保持一致，先假設:（1）各國市場為壟斷競爭的市場;（2）各國生產(chǎn)的產(chǎn)品都不相同;（3）消費者對各種產(chǎn)品的偏好相同。使用不變替代彈性（CES）的效用函數(shù):①在效用函數(shù)形式的選擇上，Krugman（1979）使用可變替代彈性的效用函數(shù)，并假設隨著消費的增加，產(chǎn)品的需求彈性遞減，在此基礎上，Krugman對封閉情況下的一國市場均衡與開放條件下的兩國市場均衡分別進行了理論推導，結果表明市場開放對國內生產(chǎn)具有兩種影響，一是優(yōu)勝劣汰效應，即生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)存活下來，市場開放促進了企業(yè)效率的提升;二是規(guī)模效應，國內生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量減少，但產(chǎn)業(yè)規(guī)模擴大了。而這兩種效應卻在后來的實證分析中被證實基本不存在。Anderson（1979）使用不變替代彈性（CES）的效用函數(shù)，推導出引力模型的基本結論，即兩國的貿易同兩國的經(jīng)濟規(guī)模成正比，同距離成反比。這一結論也十分符合后來實證研究的結果。

式（1）中的Uj為j國代表性消費者的效用水平，Cijk為i國出口到j國并由j國消費者消費的第 k 種產(chǎn)品，k=1，…，Vi，Vi為i國出口到 j國的產(chǎn)品種類數(shù)，i=1…M，M為國家數(shù)量，σ為常數(shù)替代彈性，且σ＞1。假設i國出口到j國的k種產(chǎn)品的價格都相同，[14]又由于消費者對各種產(chǎn)品的偏好相同，因此消費者對i國出口到j國的k種產(chǎn)品的消費數(shù)量也相同，則Cij1=…=Cijk=Cij，這時效用函數(shù)寫為式（2）的形式:

i國能夠對j國進行出口的前提條件是j國人民對i國的產(chǎn)品有需求，因此要考察i國對j國的OFDI如何影響i國對j國的出口，可以通過考察i國的OFDI對j國需求的影響來實現(xiàn)。因此，放松前文的假設（2），假設各國生產(chǎn)的產(chǎn)品是有重復的，但各國不會進口本國已有生產(chǎn)的產(chǎn)品，也即本國自己生產(chǎn)的產(chǎn)品都足以滿足國內的需求。同時，放松模型對消費者偏好的假設（3），假設j國消費者對i國產(chǎn)品的偏好同i國產(chǎn)品的質量以及獲取的i國產(chǎn)品的信息量正相關。放松的假設有兩層涵義:一是i國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù)大于i國出口到j國的產(chǎn)品種類數(shù)，即i國只有一部分產(chǎn)品會出口到j國。這一方面是由于兩國生產(chǎn)的產(chǎn)品有一部分是重復的，而重復的部分不進行出口;另一方面，兩國的風俗習慣、文化背景、人的種族等等都可能存在一定差異，因此i國消費者能接受的產(chǎn)品，j國的消費者并不一定能接受，也即j國對i國的一部分產(chǎn)品是沒有需求的。二是對已經(jīng)出口到j國的i國產(chǎn)品的種類，其出口數(shù)量會隨著i國產(chǎn)品質量的提升以及j國消費者對產(chǎn)品信息的掌握而提高。j國對i國產(chǎn)品的信息并不是完全充分的，這有兩方面的影響:一方面是消費者由于信息不充分而購買了低于自己預期效用的產(chǎn)品，當信息充分時，消費者會降低對該種類產(chǎn)品的需求;另一方面是消費者由于信息不充分，無法發(fā)掘對自己有效用的產(chǎn)品，或者低估了產(chǎn)品對自己的效用預期，當信息充分時，消費者會增加對該產(chǎn)品的需求。由于出口的產(chǎn)品都需要經(jīng)過嚴格的海關檢查，以假冒產(chǎn)品來欺騙消費者并不是兩國貿易的普遍現(xiàn)象，因此，總的來說，信息越充分越有利于形成j國消費者對i國產(chǎn)品的需求。

i國對j國的OFDI對于i國對j國產(chǎn)品出口的積極影響表現(xiàn)在兩個方面:一是i國對j國投資，能夠促進j國消費者對i國產(chǎn)品的了解，增加j國對i國產(chǎn)品的需求?，F(xiàn)代跨國公司大都是多元化生產(chǎn)企業(yè)，i國企業(yè)到j國生產(chǎn)的產(chǎn)品通常只是其生產(chǎn)產(chǎn)品種類的一部分，對沒有在當?shù)厣a(chǎn)的產(chǎn)品，跨國公司會利用子公司在地理上的鄰近優(yōu)勢增加產(chǎn)品宣傳，從而增加j國消費者對不在j國生產(chǎn)的i國產(chǎn)品的需求。這既能增加i國對j國出口產(chǎn)品的種類數(shù)，也能增加i國對j國已出口產(chǎn)品種類的銷量。二是i國對j國投資能夠促進i國產(chǎn)品質量的提升。一方面，i國對j國投資不僅能使j國消費者更加了解i國的產(chǎn)品，也能使i國的企業(yè)更加了解j國消費者的需求，企業(yè)也會綜合兩國人民的需求特點開發(fā)出兩國人民都能接受的新產(chǎn)品，從而提升對j國的出口;另一方面，i國對j國投資也會有技術的反向溢出作用，這會提升i國產(chǎn)品的質量，從而增加j國消費者對i國產(chǎn)品的需求，促進i國對j國的出口。

假設i國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù)為Ni，但只有Si（0≤Si≤1）的比例對j國出口，則i國對j國出口的產(chǎn)品種類數(shù)Vi=SiNi。如前所述，i國對j國的OFDI提高了j國消費者對i國產(chǎn)品的信息掌握程度，也提升了i國產(chǎn)品的質量，這兩方面的影響都會提升j國消費者對i國產(chǎn)品的偏好，Si應為i國對j國OFDI的函數(shù)，將兩國經(jīng)濟規(guī)模因素也考慮進去，令＜1;j國對i國出口產(chǎn)品的需求用f（Ofdi）Cij表示，函數(shù)f（Ofdi）表示j國消費者對i國產(chǎn)品的偏，最終 j國代表性消費者的效用函數(shù)為:

當然，不同性質的OFDI對貿易的作用不同，i國對j國的OFDI對i國對j國的產(chǎn)品出口也不一定表現(xiàn)為促進的作用。根據(jù)Markusen等[3]對外商直接投資性質的劃分，OFDI可以分為垂直型和水平型。這兩種性質的OFDI對貿易的作用是不同的。垂直型OFDI主要是為了獲得東道國的廉價生產(chǎn)要素（如勞動力），如日本對中國的OFDI。如果i國對j國進行的是垂直型OFDI，那么i國與j國之間的專業(yè)化分工會加強，根據(jù)Kojima等[2]的邊際產(chǎn)業(yè)轉移理論，i國會將處于比較劣勢的低端產(chǎn)業(yè)轉移到j國，而i國向更高端的產(chǎn)業(yè)邁進。一方面，轉移到j國的低端產(chǎn)業(yè)同i國的高端產(chǎn)業(yè)形成了產(chǎn)業(yè)鏈的國際分工。雖然j國只生產(chǎn)低端產(chǎn)品，但j國消費者對i國生產(chǎn)的高端產(chǎn)品的需求也會被帶動起來;另一方面，i國將低端產(chǎn)業(yè)轉移到j國后，本國將不再繼續(xù)生產(chǎn)低端產(chǎn)品，而這些產(chǎn)品原來可能是i國出口到j國的產(chǎn)品之一，這就減少了i國對j國出口的產(chǎn)品種類，但i國會增加高端產(chǎn)品的種類，而這些高端產(chǎn)品對j國的出口能夠彌補原來低端產(chǎn)品的出口減少，并且由于i國將低端產(chǎn)業(yè)轉移出去后，i國的產(chǎn)業(yè)結構得到了提升，這有利于i國產(chǎn)品質量的提高，從而也會增加j國消費者對i國產(chǎn)品的偏好。因此，總的來說，i國對j國的垂直型OFDI能夠促進i國對j國的出口。如果i國對j國進行的是水平型OFDI，那么根據(jù)水平型OFDI的特征，i國到j國的投資主要是為了繞過貿易壁壘獲得j國的市場，在j國進行投資的產(chǎn)業(yè)也不是i國處于邊際劣勢的產(chǎn)業(yè)，而很可能是i國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)。與垂直型OFDI的產(chǎn)業(yè)轉移不同，水平型OFDI到東道國進行投資生產(chǎn)的產(chǎn)品，在本國也會繼續(xù)生產(chǎn)。因此，一方面，i國對j國的水平型OFDI對兩國之間的產(chǎn)業(yè)聯(lián)系并沒有多大促進作用，無法帶動j國對i國產(chǎn)品的需求;另一方面，原來由i國進口到j國的一部分產(chǎn)品，現(xiàn)在在j國直接進行生產(chǎn)，替代了原產(chǎn)品的進口，并且i國也沒有因此而增加新的產(chǎn)品種類的生產(chǎn)，無法抵消這部分出口的減少。因此，綜合來看，水平型OFDI會抑制i國對j國的出口。

j國消費者的效用函數(shù)（3），在j國消費者的預算約束（4）下達到效用最大化時，j國對i國出口產(chǎn)品的需求為:

其中j國的價格指數(shù)為:

i國出口到j國的產(chǎn)品總值Xij為:

式（7）中i國對j國的出口價格pij與i國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù)Ni未知。根據(jù)Samuelson[18]提出并在引力模型中被廣泛應用的“冰山”成本理論，i國對j國出口的產(chǎn)品，會有一部分因為運輸、關稅等成本而“熔化”，令i國對j國出口產(chǎn)品的價格pij=Tij×pj，其中 Tij＞1，Tii=1。對于 i國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù) Ni，則根據(jù) Krugman[15]和 Feenstra[11]的壟斷競爭模型進行推導。假設i國只投入勞動要素進行產(chǎn)品生產(chǎn)，則i國代表性產(chǎn)品的生產(chǎn)成本為:

其中，wi為i國的工資水平，α為固定勞動投入，β為邊際勞動投入。假設i國消費者的效用也表現(xiàn)為不變替代彈性（CES）的效用函數(shù)，當j國的產(chǎn)品種類與企業(yè)足夠多時，產(chǎn)品的需求彈根據(jù)壟斷競爭長期均衡的條件:（1）MRi=MCi;（2）長期的市場均衡利潤為零。πi=piyi-wili=piyi-wi（α +βyi）=0，可得到i國市場均衡時代表性產(chǎn)品的產(chǎn)出為:

式（9）中的參數(shù)都是固定的，因此市場均衡時i國代表性企業(yè)的產(chǎn)出也是固定的，也即i國所有產(chǎn)品的產(chǎn)量都為，因此，i國的總產(chǎn)出 Yi=，可得i國生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù)為:

將式（10）帶入式（7）并整理得到i國對j國的出口總量:

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型

由式（11）可知，i國對j國的出口總量取決于兩國的經(jīng)濟規(guī)模、i國對j國的OFDI規(guī)模、兩國的價格水平以及“冰山”成本。將式（11）進行對數(shù)線性化得到計量模型:

根據(jù)式（12）繼續(xù)構建最終的計量方程:（1）被解釋變量i國對j國的出口總量Xij，使用我國對各國的商品出口總額表示。（2）解釋變量i國對j國的直接投資Ofdiij，使用我國對各國的直接投資流量表示。①選擇流量而不選擇存量的原因在于，貿易對投資的作用體現(xiàn)了較強時效的動態(tài)關系，OFDI存量包含了過去OFDI對當前貿易的影響，因此無法準確反映現(xiàn)時貿易與投資之間的替代與互補關系。（3）兩國之間的經(jīng)濟規(guī)模YiYj，使用我國國內生產(chǎn)總值與貿易國國內生產(chǎn)總值的積的對數(shù)表示。（4）“冰山”成本的度量一直是引力模型的難點，“冰山”成本主要由運輸成本與關稅成本構成，由于本文的樣本國是根據(jù)我國對外投資的東道國進行選取的，而我國對外投資的國家大多是發(fā)展中國家，這些國家的關稅數(shù)據(jù)較難獲得，因此本文對“冰山”成本的度量主要體現(xiàn)在運輸成本上。本文的冰山成本用北京到貿易國首都的直線距離 Dist，[11，17]以及是否是內陸國家的虛擬變量Landlocked來度量（是內陸國家為1，否則為0）。（5）i國與j國的價格指數(shù)也是難以直接度量的指標，由式（6）可知，兩國的價格指數(shù)不僅和兩國的經(jīng)濟規(guī)模、對外直接投資規(guī)模有關，而且還和無法度量的兩國的產(chǎn)品種類數(shù)有關。Baier和 Bergstrand[10]使用兩國的GDP平減指數(shù)來衡量兩國的價格指數(shù)，Rose和 Wincoop[19]以及 Feenstra[11]則將兩國的價格指數(shù)歸為不可觀察的因素，并使用固定效應進行估計。本文綜合兩種方法，使用貿易國的GDP平減指數(shù)比去我國GDP的平減指數(shù)RP，以及貿易國的匯率水平比去我國的匯率水平RER來衡量兩國可觀察的價格水平變動。②各國的匯率水平用美元兌各國本幣的數(shù)額表示，匯率升高，本幣貶值。同時使用固定效應來消除無法觀察到的價格因素對貿易的影響。最終得到計量方程式（13），其中ωij為固定效應，控制價格指數(shù)等不可觀測變量對貿易的影響，εijt為隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)說明與變量統(tǒng)計描述

《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》統(tǒng)計了2003～2010年我國對165個國家和地區(qū)的對外投資流量數(shù)據(jù)，因此初步選擇165個國家和地區(qū)作為樣本;我國商品出口總額數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF）數(shù)據(jù)庫;北京到各國首都的直線距離以及各國是否是內陸國家的數(shù)據(jù)來源于法國國際預測研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫;其他數(shù)據(jù)來源于世界銀行世界發(fā)展指標（WDI）和全球金融發(fā)展（GDF）數(shù)據(jù)庫。由于《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》、法國國際預測研究中心數(shù)據(jù)庫以及世界銀行數(shù)據(jù)庫公布的國家樣本數(shù)不同，因此需要對各個數(shù)據(jù)庫進行匹配，最終剩下146個國家樣本，并且由于一些國家存在少量年份的數(shù)據(jù)缺失，最終得到的數(shù)據(jù)為146個國家樣本的非均衡面板數(shù)據(jù)。我國對各國的出口總額變量、我國對各國的對外直接投資總額變量以及各國的國內生產(chǎn)總值變量都使用美元為度量單位，并且使用美國的GDP平減指數(shù)調整為2003年的不變價格。主要變量的統(tǒng)計描述見表1。

表1 主要變量的統(tǒng)計描述

Landlocked 848 0.202 0.401 0 1

本文繪制了我國對東道國OFDI與出口之間的散點圖。同時，為了進一步區(qū)分不同東道國樣本對二者關系的影響，本文還繪制了高收入國家樣本與中、低收入國家樣本的散點圖（圖1）。世界銀行將世界各國劃分為:OECD高收入國家、非OECD高收入國家、中等收入國家、中等偏下收入國家以及低收入國家。本文將OECD高收入國家與非OECD高收入國家歸為高收入國家樣本，而將剩下的國家作為中、低收入國家樣本。由圖1可知，無論是在整體樣本還是在高收入國家樣本與中、低收入國家樣本中，我國對東道國的OFDI與出口之間都表現(xiàn)出明顯的正相關性，但圖1也很明顯地體現(xiàn)了不同樣本下兩者關系的不同，高收入國家樣本的斜率最低，而中、低收入國家樣本的斜率最高，說明二者的正向關系在中、低收入國家樣本中表現(xiàn)得最為強烈。其可能的原因在于:如前所述，OFDI對貿易的作用與OFDI的性質有關，垂直型OFDI促進貿易，水平型 OFDI抑制貿易。我國OFDI的性質在高收入國家與中、低收入國家中是不同的，我國對中、低收入國家OFDI的性質主要表現(xiàn)為垂直型，而對高收入國家OFDI的性質則不那么明確，因此，我國對中、低收入國家的OFDI與出口的互補性相對更強。但圖1沒有控制引力模型中的其他解釋變量，也沒有考慮到各個國家的個體效應，以及兩個變量之間的內生關系，所以需要對二者的關系做進一步的檢驗。

四、估計結果與解釋

（一）回歸方法選擇

本文使用的是面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)可以選擇的方法有混合普通最小二乘法、固定效應估計方法和隨機效應估計方法?；旌掀胀ㄗ钚《朔ㄊ亲罨A的方法，但是基礎并不代表無效率，當模型滿足高斯馬爾科夫經(jīng)典假設時，混合普通最小二乘法是最有效的方法。對于面板數(shù)據(jù)還要考慮各個國家的個體效應，當存在國家個體效應時，面板隨機效應估計方法的有效性優(yōu)于混合普通最小二乘法。此外，對于固定效應估計方法和隨機效應估計方法的優(yōu)劣，學者們主要依據(jù)Hausman檢驗來判別，但是即使Hausman檢驗認定應該選擇固定效應也不能隨意否定隨機效應的估計結果，Hausman檢驗主要是從計量統(tǒng)計學角度來判別二者的優(yōu)劣，容易忽視數(shù)據(jù)背后的經(jīng)濟涵義，因此，對于兩者的選擇還應當遵循經(jīng)濟原理與實際的經(jīng)濟現(xiàn)象。本文將3種方法的估計結果都做了報告，并對回歸結果進行對比分析，這也相當于對回歸結果的穩(wěn)定性做了初步檢驗。

（二）內生性與穩(wěn)健性

本文的被解釋變量是我國對各國的商品出口總額，這很有可能會對解釋變量如我國對外直接投資、兩國的經(jīng)濟規(guī)模以及兩國的價格指數(shù)等具有反向因果關系，這會造成內生性問題，從而影響回歸結果的有效性。對于內生性問題，最有效的方法是使用工具變量進行估計，但由于本文可能具有內生性的變量過多，因此采用GMM方法處理內生性問題。對于GMM方法，可以選擇的有 Arellano和 Bond[20]提出的差分 GMM 方法，Arellano 和 Bover[21]以及 Blundell和 Bond[22]在差分 GMM 基礎上提出的系統(tǒng)GMM方法，系統(tǒng)GMM可以提高估計效率，并且可以估計不隨時間變化的變量，但對擾動項的相關性假設更強。本文選擇系統(tǒng)GMM方法進行穩(wěn)健性估計，并對其進行過度識別檢驗與擾動項自相關檢驗。為了進一步檢驗回歸結果的穩(wěn)定性，還分別對高收入國家樣本與中、低收入國家樣本進行估計，并對回歸結果進行對比分析。

（三）整體樣本回歸結果與解釋

表2報告了整體樣本的估計結果，其中，模型1-模型3為我國對東道國出口lnX與我國對外直接投資lnOfdi的一元回歸結果，可見三個模型的lnOfdi對lnX都表現(xiàn)為顯著的正向關系。模型4-模型7為加入兩國經(jīng)濟規(guī)模等其他解釋變量模型的回歸結果。對模型7進行工具變量過度識別sargan檢驗的伴隨概率為0.2578，無法拒絕工具變量外生的假設，且模型7的差分項二階自相關檢驗的伴隨概率為0.5991，接受擾動項不存在自相關的假設，因此，模型7的系統(tǒng)GMM估計結果是可靠的。模型4-模型7中l(wèi)nOfdi對lnX的回歸系數(shù)都為正，只是在固定效應模型5中沒有通過顯著性檢驗，說明我國對各東道國的OFDI與出口之間主要表現(xiàn)為互補關系，也說明我國OFDI的性質是偏向垂直型的。其原因在于:改革開放后我國的經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，2010年我國國內生產(chǎn)總值為58786億美元，世界排名第二。但我國經(jīng)濟增長主要是靠勞動密集型產(chǎn)業(yè)帶動的，我國在國際分工中也處于產(chǎn)業(yè)鏈的低端，這對我國經(jīng)濟的長期發(fā)展不利，我國經(jīng)濟要可持續(xù)發(fā)展，就必須進行產(chǎn)業(yè)結構升級，從勞動力密集型產(chǎn)業(yè)向資本、技術密集型產(chǎn)業(yè)轉移。并且隨著我國經(jīng)濟的不斷增長，勞動力成本也在不斷上升，勞動力密集型產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢逐漸弱化，根據(jù)Kojima等[2]的邊際產(chǎn)業(yè)轉移理論，我國應該將逐漸處于比較劣勢的一部分勞動力密集型產(chǎn)業(yè)轉移出去，為國內資本、技術密集型產(chǎn)業(yè)騰出發(fā)展空間，這就要求我國尋找勞動力成本優(yōu)勢更高的國家進行垂直型的OFDI，這也是我國對外直接投資的東道國大都是發(fā)展中國家的主要原因。從各模型的系數(shù)大小來看，lnOfdi的回歸系數(shù)在0.00040～0.00114之間，①混合普通最小二乘法估計方法未考慮國家個體固定效應，會高估變量的回歸系數(shù)，因此不考慮其系數(shù)的大小。我國對外投資規(guī)模擴大1%就能夠引起我國對東道國的出口增加0.040%～0.114%個百分點，進一步按照OFDI和出口的平均規(guī)模進行折算，我國對東道國的OFDI增加1美元，則對東道國的出口增加0.87～2.48美元。②我國對各東道國的平均出口為4605.958億美元，是我國對各東道國平均OFDI 211.7731億美元的21.75倍，我國對東道國的OFDI增加1美元，則對東道國出口增加的下限為21.75×0.00040=0.87，上限為21.75×0.114=2.48。

其他解釋變量的回歸結果:（1）變量lnYY在各個模型中都顯著為正，這同傳統(tǒng)的引力模型的結果相一致。（2）變量lnRP在模型4與模型6中為正，但在模型5與模型7中為負，原因可能在于不可觀測的價格因素的變動對回歸結果造成影響。（3）變量lnRER在各模型中都為正，說明各東道國的貨幣相對于我國貨幣貶值會促進我國對東道國的出口?？赡艿脑蛟谟?我國貨幣升值表明我國經(jīng)濟實力得到了國際認可，雖然貨幣升值會提升我國出口產(chǎn)品的價格，但也會促進我國產(chǎn)品質量的提高。對于不同類型的國家，貨幣升值對我國出口的影響不同，我國對發(fā)達國家出口的優(yōu)勢主要體現(xiàn)在勞動力成本的比較優(yōu)勢上，因此，我國貨幣升值主要體現(xiàn)在勞動力成本的上升上，這會抑制我國的出口，但本文選取的國家樣本為我國進行直接投資的東道國，這些國家大都是發(fā)展中國家，我國對這些國家的出口大多是憑借我國產(chǎn)品的質量，因此貨幣升值的作用主要體現(xiàn)在產(chǎn)品質量的上升方面，這會促進我國的出口。（4）變量lnDist和Landlocked在各模型中的回歸系數(shù)基本為負，并且具有一定的顯著性，這符合傳統(tǒng)引力模型的結果，說明兩國之間的“阻力”越大，兩國間的貿易量就越少。

表2 對外直接投資對出口的回歸結果

（四）分樣本回歸結果與解釋

表3報告了高收入國家樣本與中、低收入國家樣本的回歸結果。其中，模型1-模型3為高收入國家樣本的回歸結果，模型4-模型6為中、低收入國家樣本的回歸結果。對模型3和模型6進行工具變量過度識別sargan檢驗的伴隨概率分別為1.0000和0.8890，無法拒絕工具變量外生的假設，并且兩個模型分別的擾動項的差分項二階自相關檢驗的伴隨概率分別為0.1429和0.7313，接受擾動項不存在自相關的假設，因此，模型3和模型6的系統(tǒng)GMM估計結果是可靠的。從主要解釋變量lnOfdi的回歸結果看，在高收入國家樣本中，lnOfdi變量在模型1和模型3中為負值，但沒有顯著性，說明我國對東道國的OFDI與出口之間的互補關系在高收入國家樣本中不存在，相反，二者甚至表現(xiàn)出微弱的替代關系。其原因在于:我國對高收入國家OFDI的性質并不是垂直型的，我國對發(fā)達國家OFDI的主要目的是為了繞過貿易壁壘，根據(jù)前文的論述，水平型OFDI同貿易之間是替代關系。在中、低收入國家樣本中，lnOfdi在各模型中都為正，且都通過了顯著性檢驗，說明我國對東道國的OFDI與出口之間的互補關系主要體現(xiàn)在中、低收入國家。其原因在于:中、低收入國家都是發(fā)展中國家，也是我國轉移勞動力密集型產(chǎn)業(yè)的主要國家，因此我國對這些國家OFDI的性質主要表現(xiàn)為垂直型，正如前文所述，垂直型OFDI是能夠促進雙邊貿易發(fā)展的。從lnOfdi回歸系數(shù)的大小看，中、低收入國家模型中l(wèi)nOfdi的回歸系數(shù)在0.00079～0.00184之間，高于整體樣本的回歸結果，進一步驗證了我國對東道國OFDI與出口之間的互補關系主要體現(xiàn)在中、低收入國家的事實。在中、低收入國家，我國對外投資規(guī)模擴大1%就能夠引起我國對東道國的出口增加0.079% ～0.184%個百分點，進一步按照我國對中、低收入國家OFDI和出口的平均規(guī)模進行折算，我國對中、低收入東道國的OFDI增加1美元，則對中、低收入東道國的出口增加2.50～5.842美元。①我國對中、低收入東道國的平均出口為1740.449億美元，是我國對中、低收入東道國平均OFDI 54.81754億美元的31.75倍，我國對東道國的OFDI增加1美元，則對中、低收入東道國出口增加的下限為31.75×0.079=2.50，上限為31.75×0.184=5.842。

其他解釋變量的回歸結果:（1）變量lnYY、lnRP、lnDist和 Landlocked的回歸系數(shù)與整體樣本的回歸結果基本一致。（2）各東道國相對于我國的匯率水平，lnRER的回歸系數(shù)在高收入國家樣本的各模型中都為負，且都具有顯著性，但在中、低收入國家樣本的各模型中都為正，且在模型4和模型6中具有顯著性，這驗證了整體樣本的解釋:我國對發(fā)達國家出口的優(yōu)勢主要體現(xiàn)在勞動力成本的比較優(yōu)勢上，我國貨幣升值的作用主要表現(xiàn)為勞動力成本的上升，這會抑制我國的出口;而我國對發(fā)展中國家的出口更多的是憑借我國產(chǎn)品的質量，因此貨幣升值的作用主要表現(xiàn)在產(chǎn)品質量的上升方面，這會促進我國的出口。

表3 分樣本回歸結果

注:*、＊＊和＊＊＊分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號中的數(shù)值是t統(tǒng)計量值。（w）表示W(wǎng)ald檢驗伴隨概率。

五、結論

出口和對外直接投資是我國參與國際分工，提升國際地位的重要方式，二者的協(xié)調發(fā)展具有重大意義。首先，在 Anderson ，[8]Krugman[15]和 Feenstra[11～12]等人的理論基礎上，對傳統(tǒng)引力模型進行擴展，構建了OFDI影響雙邊貿易的擴展引力模型，并在此基礎上分析了OFDI的不同性質對雙邊貿易的影響，認為垂直型OFDI能夠促進出口，而水平型OFDI會抑制出口。其次，采用2003～2010年我國對外直接投資的146個東道國的樣本數(shù)據(jù)，考察了我國對樣本東道國OFDI與出口之間的相互關系，并得到以下主要結論:（1）我國對東道國的OFDI促進了我國對東道國的出口，這一結論在混合普通最小二乘法、固定效應估計方法、隨機效應估計方法以及控制了內生性的系統(tǒng)GMM方法下都十分穩(wěn)健，說明我國對東道國的OFDI同出口之間是互補的關系，這為我國的“走出去”戰(zhàn)略奠定了理論基礎。我國不必再糾結于對外投資是否會替代貿易而弱化對外投資效果的問題，有利于堅定我國實行“走出去”戰(zhàn)略的決心，從而提升我國在國際上的地位，促進我國產(chǎn)業(yè)從國際分工的低端向高端轉變。（2）高收入國家樣本的回歸結果顯示:我國對東道國OFDI與出口的互補關系并不存在于高收入國家，我國對高收入東道國OFDI不僅沒有促進我國對這些國家的出口，反而對其有微弱的抑制作用，說明我國對高收入東道國OFDI的性質偏向于水平型;中、低收入國家樣本的回歸結果顯示:我國對東道國的OFDI對我國對東道國出口的作用，在回歸系數(shù)大小以及顯著性上都有了較大的提升，說明我國對中、低收入國家OFDI的性質主要為垂直型，我國對東道國OFDI與出口的互補關系主要存在于中、低收入國家。

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