西北政法大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 王辰雨

近年來，我國對“一帶一路”沿線國家投資不斷增長，那么，通過國內(nèi)企業(yè)走出去，增加對外直接投資是否能夠有效繞過貿(mào)易壁壘，吸收國外高新技術(shù)，優(yōu)化我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)呢？為回答這一問題，本文研究我國在“一帶一路”上的對外直接投資與出口商品結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，檢驗中國在“一帶一路”沿線國家的投資是否對我國商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級起到促進作用，這對“一帶一路”倡議下我國貿(mào)易和投資政策制定都具有重要的指導(dǎo)意義。

1 文獻綜述

前人研究中，更多的將關(guān)注點放在外商直接投資對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系，對外直接投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，同時，基于宏觀總量層面的OFDI貿(mào)易效應(yīng)研究成果也十分豐富，然而基于結(jié)構(gòu)層面的OFDI貿(mào)易效應(yīng)的研究，尤其是OFDI對出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究十分有限，并且研究結(jié)論分歧較大。對外直接投資對出口結(jié)構(gòu)的效應(yīng)研究可依據(jù)研究結(jié)論分為以下三種。

(1)無影響效應(yīng)或影響效應(yīng)較弱。得出OFDI對出口結(jié)構(gòu)不存在影響效應(yīng)的多為國內(nèi)學(xué)者。如馮春曉(2009)主要針對制造業(yè)對外直接投資對其產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的影響，然而通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和合理化指標體系，表明制造業(yè)OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用非常微弱[1]。隨后，劉美玲等(2011)通過廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析也得出相似結(jié)論，研究表明對外直接投資增長對于中國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的反作用力度較弱[2]。

(2)影響效應(yīng)明顯。國內(nèi)學(xué)者認為國際直接投資對本國產(chǎn)業(yè)的影響效應(yīng)會隨著投資動因類型改變而產(chǎn)生變化，如趙偉、江東(2010)認為，伴隨著對外直接投資動因由“初級”到“高級”的疊進式升級，母國產(chǎn)業(yè)也由勞動密集型到資本密集型，再到知識與技術(shù)密集型的結(jié)構(gòu)升級[3]。隋月紅、趙振華(2012)將我國OFDI與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的命題置于順—逆梯度OFDI并存框架下，分析了我國OFDI影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)的機理并作出實證檢驗，得出“順一逆梯度OFDI并存提升了我國高技術(shù)產(chǎn)品出口的比重，有利于我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化”的結(jié)論[4]。

(3)影響效應(yīng)不定。俞毅和萬煉(2009)利用VAR模型的分析框架進行研究。結(jié)果表明：對外直接投資與進出口商品結(jié)構(gòu)存在著長期的均衡關(guān)系，但對進出口商品結(jié)構(gòu)中各變量均不存在短期因果關(guān)系[5]。張海波(2014)運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM方法實證分析OFDI對母國出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響，結(jié)果表明OFDI僅對發(fā)達國家出口貿(mào)易品技術(shù)含量具有顯著的提升作用，而對發(fā)展中國家卻在一定程度上表現(xiàn)出抑制效應(yīng)[6]。

總而言之，基于OFDI對出口結(jié)構(gòu)影響的相關(guān)研究成果數(shù)量十分有限，并且研究結(jié)論存在較大差異，整體的研究力度仍然偏弱一些。對此，本文著重研究中國在“一帶一路”沿線國家的對外直接投資，以此為切入點來分析其出口商品結(jié)構(gòu)效應(yīng)，以期為商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和多元化貿(mào)易提供研究依據(jù)。

2 實證模型及數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定與變量選取

近年來，引力模型作為貿(mào)易理論和政策研究的主流工具，已經(jīng)成為國際貿(mào)易領(lǐng)域的基準模型。本文的引力模型在前人的基礎(chǔ)上適當調(diào)整解釋變量，并用每一類商品出口規(guī)模的變化來表示出口結(jié)構(gòu)的變化，同時將OFDI作為最主要的解釋變量，試圖通過修改后的引力模型實證OFDI對出口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響效應(yīng)。借鑒劉新宇(2016)在其文章中對出口商品的分類[7]，對低技術(shù)商品(LTVOL)、中等技術(shù)品(MTVOL)和高技術(shù)品(HTVOL)三類商品分別進行回歸分析并對回歸結(jié)果進行比較。根據(jù)基本的引力模型，分別得到中國在“一帶一路”沿線國家OFDI與LTVOL、MTVOL、HTVOL的貿(mào)易引力方程，具體表示如下。

(1)OFDI與低技術(shù)商品出口規(guī)模(LTVOL)的貿(mào)易引力模型方程：

(2)OFDI與中等技術(shù)品出口規(guī)模(MTVOL)的貿(mào)易引力模型方程：

(3)OFDI與高技術(shù)品出口規(guī)模(HTVOL)的貿(mào)易引力模型方程：

在上述三個模型方程中，LTVOLijt、MTVOLijt和HTVOLijt分別表示中國i第t年對東道國j低技術(shù)商品、中等技術(shù)品和高技術(shù)品的出口規(guī)模；OFDIijt表示第t年中國i對東道國j的對外直接投資存量，設(shè)為模型的主要解釋變量；PGDPijt表示第t年中國i與東道國j人均GDP之比；IAVijt表示第t年中國i與東道國j工業(yè)增加值之比；DISijt表示中國i對東道國j首都之間的地理距離；其中還包含以下虛擬變量：BORijt表示中國i與東道國j是否擁有共同邊界；LANijt表示中國i與東道國j之間是否存在共同語言；FTAijt表示中國i與東道國j是否已經(jīng)簽署自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定。同時，為了降低異方差對參數(shù)估計的影響，對三個被解釋變量和解釋變量OFDI、DIS進行對數(shù)變換。三個貿(mào)易引力模型組成了中國在“一帶一路”沿線國家OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)模型。

2.2 樣本數(shù)據(jù)來源與處理

2.2.1 樣本數(shù)據(jù)來源

本文選擇“一帶一路”沿線國家作為研究對象。根據(jù)中國一帶一路網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，“一帶一路”沿線國家共68個，其中，為保證時間序列的完整性和回歸結(jié)果的平穩(wěn)性，除去多數(shù)年份數(shù)據(jù)缺失和數(shù)額過小的14個國家。最終選取剩余的54個國家作為研究樣本。

數(shù)據(jù)收集包括以下10項變量：

每個引力模型的被解釋變量用低技術(shù)品出口額LTVOLijt、中等技術(shù)品出口額MTVOLijt和高技術(shù)品出口額HTVOLijt三個指標來表示。本文簡化聯(lián)合國國際貨物分類標準SITC3，借鑒劉新宇(2016)的做法，將初級制成品和資源型制成品統(tǒng)一合并為低技術(shù)品；將低技術(shù)和中等技術(shù)制成品合并為中等技術(shù)品；同時認為高科技制成品即為高技術(shù)品。

模型中的其他變量及數(shù)據(jù)來源詳如表1所示。

2.2.2 樣本數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述數(shù)據(jù)來源獲取原始數(shù)據(jù)之后，剔除主要研究變量的樣本缺失值或異常值。個別解釋變量存在極少缺漏值的情況，對此本文采用外推法和內(nèi)插法對這些樣本的殘缺值進行合理的補充，以保證樣本總體的完整性。

本文最終獲得2006—2015年中國在“一帶一路”沿線54個國家間OFDI出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)，其中包括三類技術(shù)商品出口額、OFDI以及其他經(jīng)濟因素、地理因素、制度因素和文化因素等10項指標，樣本總數(shù)為4860個。

2.3 回歸前期檢驗

在估計回歸方程參數(shù)前，本文對模型數(shù)據(jù)進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，以檢驗數(shù)據(jù)回歸過程是否平穩(wěn)、是否存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。單位根檢驗顯示，無論是僅含截距項還是含有截距項和趨勢項的情況下，三個被解釋變量都為零階單整。

分別對三個引力模型進行Pedroni殘差協(xié)整檢驗，表中給出了協(xié)整檢驗的結(jié)果，可知統(tǒng)計量都顯著大于5%的臨界值水平，并且P值都小于0.05。因此，根據(jù)判別法則，LTVOL、MTVOL以及HTVOL和各自的解釋變量之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系式。

3 實證結(jié)果

鑒于固定效應(yīng)模型考慮到虛擬變量可能存在多重共線性，會自動忽略虛擬變量DIS、BOR、LAN和FTA，使回歸結(jié)果不具有解釋性，因此不選擇固定效應(yīng)模型。之后在隨機效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上進行LR檢驗，分別得到以下三個結(jié)果。

表1 模型變量指標的名稱及來源

(1)低技術(shù)品回歸模型LR檢驗：Chibar2=1071.15 P=0.000。

(2)中等技術(shù)品回歸模型LR檢驗：Chibar2=789.87 P=0.000。

(3)高技術(shù)品回歸模型LR檢驗：Chibar2=998.36 P=0.000。

根據(jù)LR檢驗的判定標準，在隨機效應(yīng)模型和混合模型中應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型。

按照上文中給出的LTVOL、MTVOL和HTVOL三個回歸方程式，本文總結(jié)了中國在“一帶一路”沿線國家OFDI對低、中、高三種不同技術(shù)品出口規(guī)模影響的回歸結(jié)果，并且對主要解釋變量lnOFDIijt的回歸參數(shù)進行比較，如表2所示。

表2 中國OFDI對低、中、高技術(shù)品出口影響的回歸結(jié)果比較

首先，中國的OFDI對低、中、高技術(shù)品的出口影響的彈性系數(shù)均為正數(shù)，并且都在5%的顯著水平下通過了t檢驗，表明我國在“一帶一路”沿線國家OFDI規(guī)模與三類產(chǎn)品出口規(guī)模變化之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且三種回歸系數(shù)值分別是0.283、0.323、0.268，其經(jīng)濟意義是中國在“一帶一路”沿線國家每增加1%的OFDI，三類商品的出口額分別增長0.283%、0.323%、0.268%。

其次，由于在回歸過程本文對LTVOLijt、MTVOLijt、HTVOLijt和主要解釋變量OFDIijt進行對數(shù)轉(zhuǎn)換以回避異方差對模型回歸產(chǎn)生的影響，因此其回歸系數(shù)值為彈性系數(shù)。綜合比較彈性系數(shù)的大小發(fā)現(xiàn)，OFDI對我國中等技術(shù)品出口的促進作用最大，其次為低技術(shù)品0.283的百分點，促進作用最小的為高技術(shù)品0.268的百分點。

4 結(jié)論及政策建議

4.1 結(jié)論

本文選取54個“一帶一路”沿線國家作為截面數(shù)據(jù)對我國OFDI的出口商品結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)進行了實證研究，旨在檢驗影響效應(yīng)的方向和大小。本文基于2006—2015年中國對“一帶一路”沿線54個國家的三類產(chǎn)品出口總額、OFDI以及其他相關(guān)指標組成的數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型的實證分析法進行量化研究，得到主要研究結(jié)論如下。

第一，中國OFDI對低、中、高三種不同技術(shù)品出口影響的彈性系數(shù)均為正數(shù)，表明OFDI對其三種產(chǎn)品出口規(guī)模均具有顯著的正向促進作用。其中回歸參數(shù)估計值分別為0.283、0.323、0.268，反映出中國在“一帶一路”沿線國家每增加1%的OFDI，低、中、高三類技術(shù)品的出口額分別增長0.283%、0.323%、0.268%。

第二，綜合比較彈性系數(shù)的大小發(fā)現(xiàn)，OFDI對我國中等技術(shù)品出口的促進作用最大，另外為低技術(shù)品0.283的百分點，促進作用最小的為高技術(shù)品0.268的百分點。由此可以判斷，隨著中國在“一帶一路”沿線國家OFDI規(guī)模的迅速擴張對不同技術(shù)品出口規(guī)模的促進效應(yīng)具有差異性，中等技術(shù)品的出口份額會有所增加，而高技術(shù)品的出口額目前仍處于低位。這主要是因為中國基本上仍處于全球產(chǎn)業(yè)鏈的低端，目前中國并沒有與廣大的東盟新興國家形成產(chǎn)業(yè)落差，從而就無法在產(chǎn)業(yè)上形成互補性。這也是為何高技術(shù)品的出口效應(yīng)在三者中處于最小部分，因而我國出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過程還有待進一步發(fā)展。這樣的結(jié)論同魏浩(2015)通過有序樣本聚類分析，對中國出口商品結(jié)構(gòu)的重新測算中得出“中等技術(shù)含量的產(chǎn)品一直是中國最主要的出口商品”的結(jié)論相似[8]。

第三，比較其他解釋變量，三類技術(shù)品的IAVijt的回歸系數(shù)較小，但都在5%的水平下顯著，表明中國工業(yè)化水平的相對提高與三類技術(shù)品的出口增長顯著正相關(guān)。三類技術(shù)品DISijt的回歸系數(shù)分別為-0.563、-0.397、-0.188，都在5%水平下影響顯著且與預(yù)期符號一致，表明中國與“一帶一路”沿線國家的距離決定了兩國貿(mào)易的運輸成本，并顯著影響三類技術(shù)品的出口規(guī)模。LANijt的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗，回歸系數(shù)分別為0.195、1.058，表明中國與東道國擁有共同語言對與中國對“一帶一路”沿線國家的出口具有顯著的促進作用。

第四，三類技術(shù)品對于PGDPijt的回歸系數(shù)存在較大差異，PGDPijt表示兩國人均相對需求能力，中國相對于東道國的需求能力越低，證明東道國的潛在需求能力越高，對出口的促進效應(yīng)越明顯，因此PGDPijt的預(yù)期符號為負。而低技術(shù)品中PGDPijt的回歸系數(shù)α2=0.039，與預(yù)期不符，但該回歸系數(shù)并沒有通過t檢驗，因而不顯著。同理，根據(jù)預(yù)期BORijt符號為正，即表示當兩國擁有共同邊界，貿(mào)易成本下降，貿(mào)易量增加，而實證結(jié)果顯示三類技術(shù)品的BORijt回歸系數(shù)都為負，與預(yù)期不符，但該回歸系數(shù)并沒有通過t檢驗，因而不顯著。三類技術(shù)品回歸模型中FTAijt的回歸系數(shù)并不顯著，對此的解釋可能是由于中國和東道國簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對我國出口商品數(shù)量上的促進作用存在滯后期，并且從協(xié)議簽訂到具體實施存在一定時間周期，因而FTAijt對三類技術(shù)品出口規(guī)模的影響并不顯著。

4.2 政策建議

(1)加強國家間合作，積極制定政策措施，推動增加對外直接投資。研究表明OFDI對其三種產(chǎn)品出口規(guī)模均具有顯著的正向促進作用，這里雖然高技術(shù)產(chǎn)品出口作用相對小，但是仍然在出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級中發(fā)揮著重要的作用，因此，我國政府要通過與“一帶一路”沿線國家進一步加強合作，為推動增加我國對外直接投資制定有利的政策措施，從而促進OFDI對出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動作用。

(2)加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低交易成本促進出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化。研究表明中國與“一帶一路”沿線國家的距離決定了兩國貿(mào)易的運輸成本，并顯著影響三類技術(shù)品的出口規(guī)模，因此，我國要進一步加強與“一帶一路”沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以降低成本。實際上，近年來中國倡議和主導(dǎo)的亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行，目的在于更大程度上滿足亞洲和各國對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的巨大需求，滿足“一帶一路”建設(shè)資金需求和基建需求，達到吸引外資、更新設(shè)備、引進技術(shù)和開發(fā)資源的目的；中國出資400億美元成立的“絲路基金”為“一帶一路”沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和產(chǎn)業(yè)合作等與互聯(lián)互通有關(guān)的項目提供投融資支持，最終降低我國在“一帶一路”沿線國家投資貿(mào)易中的交易成本，從而促進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[9]。

(3)實施中國制造2025行動綱領(lǐng)，促進制造業(yè)升級，發(fā)展互補性高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。研究表明目前中國并沒有與廣大的東盟新興國家形成產(chǎn)業(yè)落差，無法在產(chǎn)業(yè)上形成互補性，所以高技術(shù)品的出口效應(yīng)在三者中處于最小部分。因此，中國急需推動“中國制造2025”行動綱領(lǐng)，其根本在于迅速實現(xiàn)制造業(yè)升級，盡早使中國進入全球制造業(yè)大國第二方陣，形成對后發(fā)國家的互補，擺脫同質(zhì)化競爭，才能與廣大“一帶一路”沿線國家真正形成產(chǎn)業(yè)互補。在當前中國要優(yōu)先選擇少數(shù)幾個有發(fā)展前途的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進行戰(zhàn)略性培育，例如在航空設(shè)備、醫(yī)用設(shè)備、農(nóng)業(yè)機械設(shè)備領(lǐng)域取得突破，在此基礎(chǔ)上，再在其他相關(guān)行業(yè)進行突破。

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