馬 瑞，張愛群

（合肥學(xué)院 經(jīng)濟(jì)系，安徽 合肥230000）

進(jìn)入21世紀(jì)，隨著深入貫徹實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，中國對外直接投資實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展，其規(guī)模和效益得到了較大幅度提升。據(jù)商務(wù)部公報(bào)的數(shù)據(jù)顯示，2013年中國累計(jì)實(shí)現(xiàn)非金融類對外直接投資901.7億美元，成為世界第五大對外投資國，共對全球141個(gè)國家和地區(qū)的4 425家境外企業(yè)進(jìn)行了直接投資，這也是自2002年以來中國對外直接投資持續(xù)增長的第12年。由此可見，中國對外直接投資已經(jīng)進(jìn)入高速發(fā)展時(shí)期。迅速發(fā)展的對外直接投資不僅有利于拓展中國進(jìn)入海外市場的渠道和對外貿(mào)易的規(guī)模，更重要的是給中國對外貿(mào)易的結(jié)構(gòu)帶來深刻的影響，因而其可以成為中國對外貿(mào)易跨過發(fā)展瓶頸、促進(jìn)外向型經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略成功轉(zhuǎn)型的重要途徑。

一、文獻(xiàn)綜述

長期以來，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者一直就對外直接投資與出口關(guān)系的理論進(jìn)行了廣泛和深入的研究，并形成了兩種基本理論：一種是以Mundell 為代表的投資對貿(mào)易的替代理論，他在1957年通過引入關(guān)稅分析，在放松生產(chǎn)要素在國際上不能流動的假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出投資與貿(mào)易之間具有替代關(guān)系的結(jié)論；另一種是以Kojima 為代表的投資與貿(mào)易互補(bǔ)理論，他在1978年發(fā)表的論著《對外直接投資論》中提出了當(dāng)投資從母國具有比較劣勢的邊際產(chǎn)業(yè)開始進(jìn)行直接投資時(shí)，有利于東道國吸收和消化，母國則可以將優(yōu)勢集中開發(fā)更新技術(shù)，從而導(dǎo)致對外直接投資會創(chuàng)造和擴(kuò)大貿(mào)易，形成兩者之間的互補(bǔ)關(guān)系。

基于國際直接投資與貿(mào)易兩者之間的替代或者互補(bǔ)關(guān)系，西方學(xué)者也進(jìn)行了相應(yīng)實(shí)證方面的分析和檢驗(yàn)。Horst（1972）對美國與加拿大的投資與出口的關(guān)系進(jìn)行回歸實(shí)證研究，分析結(jié)果得出美國對加拿大的投資是為了規(guī)避加拿大的高額關(guān)稅而對出口貿(mào)易產(chǎn)生替代效應(yīng)［1］。Adler和Stevens（1974）利用研發(fā)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資與出口之間存在著相互替代效應(yīng)［2］。Egger（2001）利用GMM 實(shí)證分析方法研究，發(fā)現(xiàn)15 個(gè)歐盟國家對外直接投資對其15個(gè)歐盟國家的出口具有替代關(guān)系［3］。Helpman等（2004）利用38個(gè)國家52個(gè)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，分析這些國家的對外直接投資與出口的關(guān)系，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些國家的兩者之間存在著替代關(guān)系［4］。Lipsey和Weiss（1981）利用美國對其13個(gè)主要貿(mào)易伙伴國的制造產(chǎn)業(yè)的對外直接投資和出口數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在著互補(bǔ)關(guān)系［5］。Goldberg 和Klein（1999）對日本的對外直接投資和貿(mào)易之間的實(shí)證研究也表明兩者之間存在著互補(bǔ)關(guān)系［6］。Hejazi（2001）利用美國對外直接投資和出口的數(shù)據(jù)通過引力模型進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在互補(bǔ)關(guān)系［7］。Mariam 和Cecilio（2004）運(yùn)用歐盟、日本和美國的工業(yè)品進(jìn)出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)投資與貿(mào)易之間存在互補(bǔ)關(guān)系［8］。Aizenman 等（2006）利用包括發(fā)達(dá)和發(fā)展中國家在內(nèi)的81個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，就對外直接投資與進(jìn)出口貿(mào)易的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)所有國家的投資與貿(mào)易之間存在明顯的互補(bǔ)關(guān)系，特別是發(fā)展中國家更為突出［9］。Chiappini（2012）利用法國汽車產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)該國汽車產(chǎn)業(yè)的對外直接投資與貿(mào)易之間存在著顯著的互補(bǔ)效應(yīng)［10］。此外，F(xiàn)ranco（2013）通過利用美國部門層面數(shù)據(jù)針對不同動機(jī)的對外直接投資出口貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示市場尋求型的較其他動機(jī)型的對外直接投資對促進(jìn)出口貿(mào)易更具有效率［11］。

進(jìn)入21世紀(jì)，隨著中國外貿(mào)環(huán)境日趨嚴(yán)峻、對外直接投資逐年擴(kuò)大及其在全球國際直接投資中所占份額的逐漸增長，國內(nèi)學(xué)者也逐漸開始致力于兩者關(guān)系的研究，大部分研究結(jié)果都支持中國對外直接投資會不同程度地促進(jìn)中國對外貿(mào)易的發(fā)展。王迎新（2003）是較早對中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究的，研究結(jié)果認(rèn)為服務(wù)貿(mào)易型對外直接投資有利于擴(kuò)大出口服務(wù)，對出口具有促進(jìn)作用；而尋求資源型對外直接投資對貿(mào)易具有替代作用［12］。張應(yīng)武（2007）利用2000-2006年中國對外直接投資和對外貿(mào)易的數(shù)據(jù)，通過使用引力模型分析表明投資與出口之間具有相互促進(jìn)作用［13］。項(xiàng)本武（2009）實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資與對外貿(mào)易之間存在著長期協(xié)整關(guān)系，OFDI能產(chǎn)生較為明顯的長期貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)［14］。胡昭玲等（2012）利用1993-2009年中國對105 個(gè)國家（地區(qū)）直接投資與進(jìn)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明中國的對外直接投資是貿(mào)易創(chuàng)造型的［15］。

然而，對外直接投資的母國貿(mào)易效應(yīng)不僅反映在貿(mào)易規(guī)模上，對一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言更重要的是其對母國貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響。但是到目前為止，國內(nèi)關(guān)于對外直接投資的母國貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究相對于規(guī)模效應(yīng)的分析還比較少。比如，王英、劉思峰（2008）對中國1990-2005年OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行回歸實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)OFDI可以促進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化［16］。唐心智（2009）利用1982-2006年的數(shù)據(jù)對中國對外直接投資與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)中國對外直接投資對商品出口結(jié)構(gòu)具有改善作用［17］。陳愉瑜（2012）采集1982-2010年中國對外直接投資與貿(mào)易結(jié)構(gòu)相關(guān)數(shù)據(jù)，通過時(shí)間序列分析得出中國企業(yè)“走出去”對貿(mào)易結(jié)構(gòu)具有改善作用［18］。還有，陳俊聰和黃繁華（2013）利用面板實(shí)證分析方法對中國對外直接投資與出口進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)各省份企業(yè)“走出去”對促進(jìn)出口規(guī)模的擴(kuò)大效應(yīng)并不明顯，但對提高制成品出口技術(shù)有顯著作用［19］。

由此可見，近年來，學(xué)者們圍繞對外直接投資的母國貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究更多注重的是貿(mào)易規(guī)模效應(yīng)的研究，而關(guān)于對外直接投資的母國貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究相比較而言還是比較少，并且大多數(shù)的研究也主要圍繞全國宏觀層面進(jìn)行的。隨著中國對外直接投資的不斷擴(kuò)大，更均衡合理地融入全球經(jīng)濟(jì)對中國外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展更為重要。但是，由于中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在著重大的差異性，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡也帶來了不同地區(qū)的對外直接投資與對外貿(mào)易的不平衡發(fā)展。那么各地區(qū)對外直接投資的貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)是不是也相應(yīng)存在著區(qū)域差異性？因而，本文主要從對外直接投資母國出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的區(qū)域差異比較入手進(jìn)行實(shí)證研究，這樣區(qū)別性研究更有助于通過對外直接投資促進(jìn)中國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

二、變量選取與模型設(shè)定

（一）變量選取

由于中國對外直接投資起步較晚，建立對外直接投資統(tǒng)計(jì)制度時(shí)間較短，2003年以后才有比較完善的地區(qū)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本空間存在著一定不足。然而，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)包含有橫截面、時(shí)期和變量等三維信息，可以克服樣本空間不足的缺陷，將時(shí)間序列和橫截面數(shù)據(jù)分析的優(yōu)點(diǎn)結(jié)合起來，并且面板模型一般更傾向于通過橫截面分析來探究個(gè)體之間的異質(zhì)性。因而，本文通過面板數(shù)據(jù)模型的建立來研究中國各省份對外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)更符合研究的目的。因而，為了檢驗(yàn)中國對外直接投資對母國出口結(jié)構(gòu)變動的影響，以高新技術(shù)產(chǎn)品出口占總出口的比重（HTEX）作為因變量，對外直接投資績效指數(shù)（OND）和其他解釋變量作為自變量，擬構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。

1.貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)

出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的衡量方法是多種多樣的，本文所要計(jì)算用來反映出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)主要依據(jù)Lall（2000）對產(chǎn)品技術(shù)層次的分類方法。Lall（2006）研究認(rèn)為產(chǎn)品特征可以用來反映一國或地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化，所以，一個(gè)經(jīng)濟(jì)體在高新技術(shù)產(chǎn)品出口占總出口份額比重的增加可以用來反映該經(jīng)濟(jì)體對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)得到升級。因而，本文采用各省份高新技術(shù)產(chǎn)品出口占該省份出口總額的比率來表示出口結(jié)構(gòu)變化情況。

2.對外直接投資績效指數(shù)

由于對外直接投資易受到母國經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的影響，如果單純簡單使用對外直接投資的絕對數(shù)額不能說明全面問題。所以，為了克服母國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對OFDI絕對數(shù)額的影響，本文采用聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議上設(shè)置的對外直接投資績效指數(shù)（OND）來反映OFDI的發(fā)展?fàn)顩r。該指數(shù)可以在剔除母國經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量之后反映一國（地區(qū)）在國際直接投資市場上的真實(shí)地位。該指數(shù)的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中，OFDIi和OFDIw分別表示某國（地區(qū)）對外直接投資流量、全球?qū)ν庵苯油顿Y流量；GDPi和GDPw分別表示某國（地區(qū)）國內(nèi)生產(chǎn)總值和全球國內(nèi)生產(chǎn)總值。

本文將該指數(shù)應(yīng)用到中國各省份的對外直接投資，用某一省份對外直接投資額占全國對外直接投資額的份額與該省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值占全國國內(nèi)生產(chǎn)總值的份額的比率來反映第k省份對外直接投資的績效和綜合競爭力，其公式為：

如果ONDk等于1時(shí)，表示該省份對外直接投資績效達(dá)到了全國平均水平；如果ONDk大于1時(shí)，表示該省市對外直接投資績效高于全國平均水平；如果ONDk小于1時(shí)，則表示低于全國平均水平。

3.其他解釋變量

考慮在開放經(jīng)濟(jì)條件下給貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動帶來影響的其他因素，本文控制性變量選取了人均GDP、資本投入（K）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（T）。其中，選取人均GDP增長速度來反映中國各個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)展的影響；資本投入的多少在一定程度上會影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，本文用固定資產(chǎn)投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重反映資本投入情況；結(jié)合貿(mào)易結(jié)構(gòu)指標(biāo)選取標(biāo)準(zhǔn)，本文選取第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總額比重的變化來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動。

（二）模型設(shè)定

根據(jù)以上變量分析，本文將實(shí)證計(jì)量模型設(shè)定如下：

其中，ζ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

由于面板數(shù)據(jù)模型中各分量的不同限制要求，存在著無個(gè)體影響的不變系數(shù)、變截距和含有個(gè)體影響的變系數(shù)三種類型模型，因而，需要對面板數(shù)據(jù)模型形式進(jìn)行選擇和估計(jì)，以此來驗(yàn)證OFDI績效的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)在中國各省份是否存在著地區(qū)性差別。根據(jù)（1）式，將不變系數(shù)模型的單方程回歸形式設(shè)定為：

其中，t表示不同時(shí)期，i表示橫截面?zhèn)€體的數(shù)量。在模型（2）中，任何個(gè)體具有相同的回歸系數(shù)，說明在截面成員上既無個(gè)體影響也無結(jié)構(gòu)變化。

將變截距模型的單方程回歸形式設(shè)定為：

在變截距模型（3）中，各截面成員方程的系數(shù)向量β是相同的，而截距項(xiàng)α隨著個(gè)體變化而不同，說明在截面成員上存在個(gè)體影響而無結(jié)構(gòu)變化。

將變系數(shù)模型的單方程回歸形式設(shè)定為：

在變系數(shù)模型（4）中，截距項(xiàng)α和系數(shù)向量β均不同，說明在截面成員上既存在個(gè)體影響又存在結(jié)構(gòu)變化。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

由于受到地區(qū)數(shù)據(jù)可獲得性的影響，本文采用2003-2013年中國29 個(gè)省份（不包括青海、西藏）的高新技術(shù)產(chǎn)品出口額、對外直接投資額、人均GDP 增長率、資本投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的面板數(shù)據(jù)，共計(jì)319組觀測值。原始數(shù)據(jù)均來自2003-2013年全國和各省份的《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《統(tǒng)計(jì)年鑒》及中華人民共和國商務(wù)部公布的《高新技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)出口的統(tǒng)計(jì)分析》，并依據(jù)原始數(shù)據(jù)計(jì)算出各省份高新技術(shù)產(chǎn)品出口占總出口比重、對外直接投資績效指數(shù)。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)

1.面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免出現(xiàn)偽回歸，首先利用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)等四個(gè)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平衡性［20］。本文利用Eviews6.0軟件對各個(gè)變量同時(shí)使用這四種方法進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1所列。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從單位根檢驗(yàn)結(jié)果來看，除了GDPit外其余變量的水平值均不能拒絕原假設(shè)，說明存在單位根。但5個(gè)變量的一階差分除了ΔHTEXit的IPS檢驗(yàn)在5%的顯著水平上拒絕單位根的原假設(shè)，其余變量都在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，說明變量的一階差分不存在單位根，均為一階單整序列。因而，可以對變量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

由表1 可知5 個(gè)變量均為一階單整序列，因此可以就ONDit、GDPit、Kit和Tit對HTEXit的影響效應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Pedroni和Kao兩種協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。Pedroni適用于非平衡面板數(shù)據(jù)，且它的備擇假設(shè)同時(shí)考慮了同質(zhì)面板數(shù)據(jù)和異質(zhì)面板數(shù)據(jù)兩種情況。但是，Gutierrez（2003）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)T=10時(shí)，隨著N的增加，Kao檢驗(yàn)的功效高于Pedroni檢驗(yàn)。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文只包含11年時(shí)間的29 個(gè)省份短而寬的面板數(shù)據(jù)，利用Pedroni 進(jìn)行檢驗(yàn)的功效有較低的可能性，因此，本文還進(jìn)一步進(jìn)行Kao 協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2所列。

表2 面板數(shù)據(jù)Pedroni和Kao的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定）

Pedroni 檢驗(yàn)結(jié)果表明，除了Group rho-statistic檢驗(yàn)接受原假設(shè)外，Panel v-statistic 檢驗(yàn)在5%顯著水平上和其余檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)；Kao檢驗(yàn)結(jié)果也表明通過5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，可以拒絕原假設(shè)。綜合考慮，利用協(xié)整檢驗(yàn)Pedroni法和Kao法得出模型的出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和對外直接投資績效、人均GDP 增長率、固定資產(chǎn)投入占GDP比重、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動變量之間存在長期均衡關(guān)系，因此可以進(jìn)一步對變量進(jìn)行回歸估計(jì)。

3.面板檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦x擇和回歸分析

（1）F檢驗(yàn)。為了避免模型設(shè)定的偏差、改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性，一般需要通過計(jì)算模型的回歸殘差平方和并計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，因而，本文用S1、S2和S3分別表示三種面板數(shù)據(jù)模型的殘差平方和，通過回歸統(tǒng)計(jì)量得到相應(yīng)的殘差平方和S1=0.980 402、S2=1.140 179、S3=5.464 728，利用形式設(shè)定檢驗(yàn)方法（n=29，k=4，t=11）和殘差平方和計(jì)算F2和F1統(tǒng)計(jì)量，分別得出：

由于F2＞1.30，所以拒絕不變系數(shù)模型（2），繼續(xù)計(jì)算F1統(tǒng)計(jì)量：

由于F1＜1.32，所以拒絕變系數(shù)模型（4），接受變截距模型（3）。

（2）Hausman 檢驗(yàn)和回歸結(jié)果。鑒于變截距模型分為固定影響模型和隨機(jī)影響模型兩種，因而還需要利用Hausman 檢驗(yàn)方法確定模型中個(gè)體影響設(shè)定的選擇。通過表3 的Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果顯示拒絕個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，因此應(yīng)該將對外直接投資績效的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的模型中的個(gè)體影響確定為固定效應(yīng)模型。因而，根據(jù)本文檢驗(yàn)結(jié)果和研究需要將（3）式進(jìn)一步調(diào)整為：

其中，μi表示第i個(gè)省份的個(gè)體影響效應(yīng)系數(shù)，表示第i 個(gè)省份對外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的偏離情況。根據(jù)表3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，估計(jì)的回歸模型如下：

表3 對外直接投資績效對出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)分析的實(shí)證結(jié)果

分析回歸結(jié)果可以得到R2=0.83，說明該模型相關(guān)擬合優(yōu)度較高。從t統(tǒng)計(jì)量與P值來看，在置信度為5%的情況下對外直接投資績效的回歸系數(shù)不顯著，但在置信度為10%的情況下是顯著的，這代表著在一定程度上中國對外直接投資可以促進(jìn)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化，即隨著對外直接投資績效每增長1 個(gè)百分點(diǎn)，對全國出口結(jié)構(gòu)水平提高將產(chǎn)生0.042 42個(gè)百分點(diǎn)的促進(jìn)作用。并且，從全國角度來看，對外直接投資較同期的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長與資本投入增加對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響作用更大些。然而，由于中國開展對外直接投資的時(shí)間短、規(guī)模不大，同時(shí)對外直接投資目前仍更多集中于自然資源開采、初級產(chǎn)品以及勞動密集型產(chǎn)品的投資和生產(chǎn)上，導(dǎo)致其對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用低于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)作用。這也說明出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)相對還比較弱，對外直接投資對出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的作用力度不大。

表4 個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表4 可以看出，在全國各省份對外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)上仍存在著顯著的差異性，個(gè)體固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果反映在面板數(shù)據(jù)各橫截面系數(shù)分為正負(fù)兩種。截面系數(shù)為正的主要有江蘇、上海、天津、山東、廣東、北京、寧夏、四川、福建和河北等10 個(gè)省份，說明這10 個(gè)省份對外直接投資的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)高于全國平均水平。而其他省份的截面系數(shù)都為負(fù)，即其余省份都低于全國平均水平，尤其是甘肅、新疆等西部地區(qū)偏離全國平均水平的程度更為明顯。在截面系數(shù)為正的省份中，除寧夏、四川以外其余都屬于東部省市。導(dǎo)致這種結(jié)果可能的原因是中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大的差異性，江蘇、上海、廣東等省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快、對外開放度較高、海外市場相對較大，其對外直接投資對出口結(jié)構(gòu)的影響較大。而像甘肅、新疆這些中西部省市由于經(jīng)濟(jì)起步晚、發(fā)展相對落后、對外開放程度較低、海外市場相對較小，其對外直接投資對出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響相對較小。而屬于西部地區(qū)的寧夏和四川一反常態(tài)可能是因?yàn)槠鋵ν庵苯油顿Y與出口絕對額偏低、但其高新技術(shù)產(chǎn)品出口比重卻較高有關(guān)。

四、結(jié)論與啟示

在日益惡化的國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的大背景下，中國近幾年出口貿(mào)易面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，出口出現(xiàn)負(fù)增長，對外貿(mào)易條件不斷惡化。盡管在過去的幾十年間中國出口商品結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，但是出口仍以低附加值的勞動密集型產(chǎn)品為主，出口商品總體上仍處于國際產(chǎn)業(yè)鏈的低端?，F(xiàn)階段，中國經(jīng)濟(jì)急需轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，而同時(shí)近10年來中國對外直接投資逆勢而上，與出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級存在著趨同的發(fā)展態(tài)勢，因此，通過對外直接投資優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)值得深入研究。鑒于此，結(jié)合中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性和各省份對外直接投資存在著差異性，本文利用中國29 個(gè)省市2003-2013年對外直接投資績效和高新技術(shù)產(chǎn)品出口占地區(qū)出口總額比重的相關(guān)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了實(shí)證分析模型進(jìn)行研究。實(shí)證研究結(jié)果表明：

中國對外直接投資和出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間存在長期的均衡關(guān)系，且對外直接投資對出口商品結(jié)構(gòu)有正的影響作用。然而，盡管近幾年中國對外直接投資逆勢迅猛發(fā)展，但是其仍處于起步階段，規(guī)模相對較小，因而也發(fā)現(xiàn)其出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化作用不大，影響系數(shù)僅為0.042 42。可見，中國的“走出去”戰(zhàn)略和建立“貿(mào)易強(qiáng)國”地位戰(zhàn)略是相輔相成的。所以，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)努力擴(kuò)大對外直接投資的規(guī)模，更為重要的是積極有效地調(diào)整對外直接投資結(jié)構(gòu)，改善投資質(zhì)量和效果，發(fā)揮其對出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的良性促進(jìn)關(guān)系。

同時(shí)，本文對中國29個(gè)省市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，中國各省市對外直接投資對出口結(jié)構(gòu)的影響均存在著一定的差異性，其中對外直接投資的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)最大的省份是江蘇和上海，最小的省份是甘肅和新疆等西部地區(qū)。且研究結(jié)果顯示對外直接投資的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)高于全國平均水平的大部分省份都是中國東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，而絕大部分中部和西部省份都低于全國平均水平。這可能是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、開放程度越高的地區(qū)，其出口商品結(jié)構(gòu)高度化程度對外界環(huán)境越敏感，而經(jīng)濟(jì)越落后、開放程度越低的地區(qū)，其出口商品結(jié)構(gòu)高度化程度對外界環(huán)境反應(yīng)較遲鈍。

綜上分析，中國應(yīng)該抓住當(dāng)前發(fā)展機(jī)遇，加快對外直接投資步伐，推動開放型經(jīng)濟(jì)全方位發(fā)展，協(xié)調(diào)企業(yè)“走出去”和商品“走出去”的關(guān)系，實(shí)現(xiàn)兩者共同發(fā)展。但是，在實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略進(jìn)程中，各地區(qū)必須結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐、因地制宜制定合適的政策，以提升對外直接投資對本地區(qū)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的正向效應(yīng)，以此更好地促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)長期健康的發(fā)展。

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