姜琬馨

【摘要】21世紀(jì)以來，面對全球經(jīng)濟一體化的不斷深入以及復(fù)雜多變的國際經(jīng)濟形勢，中國作為世界第二大經(jīng)濟體在對外直接投資、貿(mào)易以及金融等層面提出了一系列的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略。本文利用2006～2015年中國與164個伙伴國的面板數(shù)據(jù)，基于投資引力模型，利用混合回歸和2SLS工具變量法對中國采取的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略進(jìn)行了實證分析。實證結(jié)果表明，在新的國際形勢下，中國所采取的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略是捆綁式的，即對外直接投資、貿(mào)易和金融層面戰(zhàn)略相互捆綁，共同推進(jìn)。

【關(guān)鍵詞】中國對外直接投資；國際貿(mào)易；雙邊貨幣互

換；捆綁式

【中圖分類號】F283

一、引言

中國的對外貿(mào)易快速發(fā)展，進(jìn)出口總額從2000年的4 742.9億美元增長到2008年的25 616億美元，同期貿(mào)易順差從241.1億美元增長到2 955億美元。然而2008年的全球金融危機中斷了中國出口拉動式的經(jīng)濟增長模式，向擴大內(nèi)需和投資拉動的方向轉(zhuǎn)變。2015年，中國支出法核算國內(nèi)生產(chǎn)總值的構(gòu)成中，最終消費支出占比51.6%，資本形成總額占比44.9%。在中國內(nèi)部經(jīng)濟再平衡取得一定成效的同時，中國嚴(yán)重的外部結(jié)構(gòu)失衡問題卻始終存在——對外投資收益持續(xù)呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性逆差。2015年，中國對外投資收益收入為1 939億美元，對外負(fù)債收益支出為2 673億美元，對外金融凈資產(chǎn)投資收益率為-2.6%。對外金融凈資產(chǎn)的投資收益持續(xù)為負(fù)主要是因為中國失衡的對外資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)：對外資產(chǎn)以低收益率的外匯儲備資產(chǎn)為主，對外負(fù)債約60%是高成本的股權(quán)型負(fù)債（FDI、股本證券）。兩者的不平衡，導(dǎo)致中國即使作為世界第二大債權(quán)國，仍面臨著負(fù)向的對外資產(chǎn)收益率的持續(xù)擔(dān)憂。

面對這樣的外部經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡狀況，中國采取了怎樣的應(yīng)對措施？其一就是通過對外直接投資來置換一部分低收益率的外匯儲備。2015年，中國對外直接投資邁向新的臺階，實現(xiàn)連續(xù)13年快速增長，創(chuàng)下1 456.7億美元的歷史新高，占到全球流量份額的9.9%，同比增長18.3%，金額僅次于美國（2 999.6億美元），首次位列世界第二。

與此同時，金融層面的戰(zhàn)略也在不斷推進(jìn)。2008年金融危機之后，全球流動性過剩瞬間轉(zhuǎn)變?yōu)榱鲃有远倘保@給以外向型經(jīng)濟為主導(dǎo)的亞洲國家和有關(guān)地區(qū)的貿(mào)易體系帶來了巨大困難。為了支持需要救助的發(fā)展中國家和新興市場迅速擺脫金融危機，穩(wěn)定周邊金融環(huán)境，同時也為了解決外部經(jīng)濟再平衡的問題，推動人民幣境外結(jié)算業(yè)務(wù)的發(fā)展，我國央行與其他國家簽署了大規(guī)模的雙邊貨幣互換協(xié)議。截止2016年6月，中國已經(jīng)與35個國家和地區(qū)的中央銀行或貨幣當(dāng)局簽署了雙邊本幣互換協(xié)議，協(xié)議總規(guī)模33 257億元。

金融危機的發(fā)生給美國的世界霸主地位帶來了沉痛的打擊。新的歷史舞臺上，中國在全球經(jīng)濟的地位變得愈發(fā)的重要。亞太自貿(mào)區(qū)（FTTAP）的提出、“一帶一路”的構(gòu)建、持續(xù)增大的對外直接投資規(guī)模以及亞投行的成立，中國在貿(mào)易、對外直接投資以及金融層面的政策被同時推進(jìn)。基于這樣的研究背景，本文提出了如下假設(shè)：新形勢下，為了提升對外金融凈資產(chǎn)收益率、實現(xiàn)外部經(jīng)濟再平衡、鞏固中國在全球經(jīng)濟格局的應(yīng)有位置，中國采取了一種捆綁式的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略——即對外直接投資、貿(mào)易和金融層面政策（雙邊貨幣互換協(xié)議）相互捆綁。

為驗證本文假設(shè)，本文采用2006～2015年中國與164個伙伴國（名單見《國際商務(wù)財會》雜志社網(wǎng)站http：//kjxh.mofcom.gov.cn ）的面板數(shù)據(jù)，基于投資引力模型，檢驗了中國對外直接投資、貿(mào)易以及金融層面政策（雙邊貨幣互換協(xié)議）的捆綁式影響。

二、文獻(xiàn)綜述

本文所采用的投資引力模型最早可追溯到1979年，Anderson首次將對外貿(mào)易領(lǐng)域的引力模型應(yīng)用到對外投資領(lǐng)域中，提出了國際直接投資引力模型。此后不少學(xué)者運用投資引力模型來解釋國際投資的區(qū)位分布。Buckley（2007）利用1984～2001年中國對49個國家的OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，分析發(fā)現(xiàn)東道國通貨膨脹、雙邊貿(mào)易以及文化接近度對于中國OFDI的吸引有著正向影響，東道國制度質(zhì)量與中國OFDI負(fù)相關(guān)，而匯率、距離因素以及東道國戰(zhàn)略資產(chǎn)對于中國OFDI的吸引力不顯著。Cheng和Qian（2008）利用1991～2005年中國對31個國家的OFDI數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，東道國工資水平對中國OFDI有著顯著影響，而制度因素對其影響不顯著。Cheng和Ma（2008）利用2003～2006年中國對90個國家的OFDI數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后得出，東道國市場規(guī)模和文化接近度對中國OFDI有著顯著的正向影響，而距離因素有負(fù)向影響。中國的OFDI與東道國的GDP正相關(guān)，與東道國的人均GDP沒有影響。

相較于國外的研究而言，我國利用投資引力模型對對外直接投資進(jìn)行研究開始得相對較晚，但近幾年來在實證方面的運用也愈發(fā)廣泛。程惠芳和阮翔（2004）采用中國對32個國家的OFDI截面數(shù)據(jù)，利用投資引力模型研究發(fā)現(xiàn)，中國OFDI與東道國市場規(guī)模、人均收入及雙邊貿(mào)易正相關(guān)。楊用斌（2012）運用引力模型來研究FDI和貿(mào)易的相互關(guān)系，從理論模型上證明了在其他條件不變的情況下，制度的變化會導(dǎo)致OFDI和貿(mào)易量的相對替代關(guān)系。蔣冠宏（2012）利用2003～2009年中國對95個國家的OFDI數(shù)據(jù)考察了中國OFDI的區(qū)位選擇，研究發(fā)現(xiàn)東道國制度對資源尋求型OFDI有顯著影響，距離對OFDI有負(fù)面影響。池仁勇、邱雯嫻和湯臨佳（2015）運用引力模型實證分析了拉美各國吸引我國OFDI的區(qū)位優(yōu)勢和劣勢，認(rèn)為拉美國家城市化水平、能源產(chǎn)量以及距離等變量對來自中國的OFDI產(chǎn)生重要影響。

從已有文獻(xiàn)來看，相關(guān)學(xué)者利用投資引力模型所做研究大多是出于東道國角度，探討東道國制度、市場規(guī)模、要素稟賦、雙邊貿(mào)易距離等因素對OFDI吸引力的影響。同時，研究樣本大多是OECD國家或與中國有著緊密貿(mào)易聯(lián)系的國家。本文的創(chuàng)新之處在于從OFDI母國（中國）的角度入手，探討母國（中國）捆綁式的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略。同時樣本的選擇也更加廣泛，采用聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計（UNCTAD）數(shù)據(jù)庫和商務(wù)部中同時存在進(jìn)出口數(shù)據(jù)及中國對外直接投資額的164個國家，利用其10年面板數(shù)據(jù)研究中國對外直接投資、貿(mào)易和金融層面策略的捆綁式關(guān)系。

三、模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型的設(shè)定

本文在原始投資引力模型（Anderson，1979）的基礎(chǔ)上，參照Wei（1995）以及Joshua Aizenman（2015）的研究，并結(jié)合文章假設(shè)，將基礎(chǔ)模型設(shè)定如下：

在上述模型中，被解釋變量OFDIjt表示中國在t年對j國的對外直接投資額，觀測變量分貿(mào)易層面和金融層面指標(biāo)。其中貿(mào)易層面指標(biāo)由Tradejt（中國在t年與j國的雙邊貿(mào)易總額）進(jìn)行表示，金融層面采用Swaplinejt（中國在t年與j國簽署的雙邊貨幣互換協(xié)議）進(jìn)行衡量。若j國與中國在t年前三季度簽署協(xié)議，則Swaplinejt為1，若j國與中國在t年第四季度簽署協(xié)議，則Swaplinejt+1為1，其余情況則為0。同時為探求貿(mào)易和金融的捆綁式關(guān)系對于中國對外直接投資的影響，模型引入Trade和Swapline的交互項。Control表示模型中的其他控制變量，year為時間效應(yīng)，ε為隨機干擾項。

為了控制其他可能因素的影響，本文參考Cheng和Ma（2008）、蔣冠宏（2012）以及鄧明（2012）的研究內(nèi)容，將以下內(nèi)容納入其他控制變量Control：

（1）東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）

東道國的GDP是衡量東道國市場規(guī)模的重要指標(biāo)（Frankel & Wei，1996；蔣冠宏2012）。而東道國市場規(guī)模是影響對外直接投資進(jìn)入的重要因素（Buckley，2006）。東道國市場規(guī)模越大，對外直接投資可能會越容易發(fā)揮其范圍經(jīng)濟優(yōu)勢。

（2）我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（cgdp）

我國國內(nèi)生產(chǎn)總值對中國OFDI有著顯著的影響。隨著我國經(jīng)濟規(guī)模擴大、外匯儲備的增加以及企業(yè)實力增強，我國的OFDI規(guī)模可能會有所擴大（蔣冠宏，2016）。

（3）兩國之間的距離（dis）

國際經(jīng)濟學(xué)理論預(yù)測對外直接投資更傾向于進(jìn)入地理鄰近地區(qū)（Buckley & Casson，1981）。一方面，隨著距離的增加，運輸成本和交易成本都會增加。另一方面，距離也會影響跨國公司內(nèi)部管理的效率，由此增加投資成本。因此，本文在模型的控制變量中引入兩國之間的距離。本文所采用的兩國之間距離是根據(jù)主要人口或經(jīng)濟聚集地進(jìn)行加權(quán)后計算得到，其測算公式為：

其中dij和dkl分別表示兩國貿(mào)易距離和兩國主要人口經(jīng)濟聚集城市的距離。popi和popj分別表示i國和j國的總?cè)丝?，popk和popl分別表示兩國主要人口或經(jīng)濟聚集地人口。θ是貿(mào)易對距離的彈性，本文選取的數(shù)據(jù)集θ為1。

（4）東道國地理規(guī)模（size）

東道國地理規(guī)?？梢詮囊欢ǔ潭壬戏从硸|道國資源的豐富程度。金融危機以后，中國的OFDI在非洲和拉美地區(qū)明顯增加，這可能與該地區(qū)豐富的資源有關(guān)。本文所采用的地理規(guī)模指標(biāo)是指一國除去內(nèi)陸水體、大陸架后的土地總面積。

（5）兩國共同語言（commlang）

語言是溝通的直接橋梁。兩國的語言差異會增加對外直接投資跨文化管理的溝通成本，影響企業(yè)運行效率。兩國使用共同語言往往表明兩國會受到共同的傳統(tǒng)文化和價值觀的影響，對于對外直接投資可能會有促進(jìn)作用。以往文獻(xiàn)對于語言變量的處理僅僅體現(xiàn)在兩國是否使用同一種“官方語言”。然而公民大范圍使用的非官方語言也會對OFDI的實施效果產(chǎn)生重大影響。因此本文對共同語言指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)創(chuàng)新，將選取的共同語言指標(biāo)擴大為全國人口9%以上使用的語言（包括母語、通用語言和第二語言）。

（二）數(shù)據(jù)的說明

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文樣本來自中國與164個伙伴國2006～2015年的非平衡面板數(shù)據(jù)。國家具體名單見附表1。其中，中國對各國歷年對外直接投資總額（OFDI）來自商務(wù)部的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，中國與各國的雙邊貿(mào)易總額（Trade）、中國國內(nèi)生產(chǎn)總值（Cgdp）來自《中國統(tǒng)計年鑒》，雙邊貨幣互換協(xié)議簽訂情況（Swapline）來自2009～2015年《中國人民銀行年報》，中國與東道國之間的距離（Dis）以及共同語言情況（Commlang）來自CEPII的GeoDist數(shù)據(jù)庫，東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值（Gdp）和地理規(guī)模（Size）來自世界發(fā)展指標(biāo)（World Development Indicators）數(shù)據(jù)庫。各變量描述性統(tǒng)計見表1。

四、估計方法與結(jié)果分析

（一）模型的檢驗

正式分析之前，本文先檢驗了各主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，具體結(jié)果見表2。從表2中可知，除Swapline與交互項Swaptrade相關(guān)系數(shù)為0.99外，其他變量相關(guān)系數(shù)均在0.85以下。為精確判斷是否存在嚴(yán)重多重共線性，筆者進(jìn)一步考察膨脹方差因子（Variance InflationFactor，VIF），發(fā)現(xiàn)除交互項以外均小于5，小于經(jīng)驗法則的VIF臨界值1，因此，變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。由于本文面板數(shù)據(jù)是大N小T模式，其截面維度特征大于時間維度特征，因此無需做單位根檢驗和協(xié)整檢驗。

（二）估計結(jié)果分析

1.基礎(chǔ)模型的估計

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)的估計方法主要有三種，混合回歸估計，固定效應(yīng)估計和隨機效應(yīng)估計。本文首先使用F檢驗，其結(jié)果拒絕了模型采用混合估計的原假設(shè)，顯示固定效應(yīng)估計明顯優(yōu)于混合回歸。在固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型選擇過程中，Hausman檢驗結(jié)果也表明應(yīng)該拒絕原假設(shè)選擇固定效應(yīng)模型，因此從理論上講，本文應(yīng)選用固定效應(yīng)模型。然而，固定效應(yīng)模型的原理是采用組內(nèi)差分的方式對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，因此無法估計虛擬變量和不隨時間變化的變量，影響模型最終結(jié)果。所以結(jié)合研究問題實際情況及樣本大小，本文最終選擇混合回歸方法進(jìn)行估計。為解決異方差問題，本文在模型估計時，采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差（VCE）得到z值。同時為控制時間效應(yīng)，在模型中定義年度虛擬變量，其回歸結(jié)果如表3第一列所示。

混合回歸OLS結(jié)果顯示，中國GDP和東道國地理規(guī)模彈性分別為1.49和0.30，即中國GDP和東道國地理規(guī)模每增加1%，中國對東道國對外直接投資將分別增加1.49%和0.30%，基本符合引力方程基礎(chǔ)預(yù)測。共同語言系數(shù)為正，說明兩國擁有共同的語言會減少溝通障礙，降低交易成本，促進(jìn)對外直接投資。兩國距離系數(shù)為負(fù)，且在1%的顯著性水平上顯著，這可能是因為跨國公司到其他國家進(jìn)行國際直接投資時，往往需要從母國運輸部分原材料或者半成品，距離越遠(yuǎn)則運輸成本越高，所以距離成為限制國際直接投資的一個重要因素（高國偉，2009）。東道國GDP系數(shù)為負(fù)，說明東道國的市場規(guī)模對中國的投資有顯著的負(fù)影響，這與一開始假設(shè)相反，但符合目前中國的OFDI大部分集中在市場規(guī)模較小的發(fā)展中國家和地區(qū)的現(xiàn)實。截止2015年末，中國對外直接投資存量的八成以上（83.9%）分布在發(fā)展中經(jīng)濟體，2.1%存量在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，在發(fā)達(dá)經(jīng)濟體的存量占比僅為14%。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能有兩方面：一是中國OFDI的主體是以政府為主導(dǎo)的國有企業(yè)，利潤最大化并非其投資行為的唯一目標(biāo)，其投資背后可能具有其他意圖——如幫助貧困國家的經(jīng)濟增長、增進(jìn)外交關(guān)系等（楊嬌輝，2016）。二是OFDI的投資動機主要有三大類：資源導(dǎo)向型、成本驅(qū)動型和市場拉動型。中國OFDI的投資動機主要在于獲取東道國的原材料貯藏和利用東道國工資報酬相對較低的勞動力要素，因此對東道國的市場規(guī)模要求較低。貿(mào)易總額對OFDI的彈性為0.536，且在1%的顯著性水平上顯著。這說明貿(mào)易與OFDI之間存在互補關(guān)系，兩國貿(mào)易聯(lián)系越緊密，中國對該國直接投資額度越高，即雙邊貿(mào)易總額每增加1%，中國對東道國的OFDI將會增加0.536%。雙邊貨幣互換協(xié)議和貿(mào)易總額的交互項在5%的顯著性水平上顯著，這意味著相比于不簽署貨幣互換協(xié)議的國家，簽署貨幣互換協(xié)議的國家其貿(mào)易總額每增加1%，OFDI將額外增加0.34%。由此，通過基礎(chǔ)模型混合回歸結(jié)果，本文初步證明了文章假設(shè)：中國的對外直接投資戰(zhàn)略是捆綁式的——即對外直接投資、貿(mào)易以及金融層面政策相互影響。

單純使用混合回歸方法存在的問題是：中國對外直接投資與貿(mào)易總額之間可能存在反向因果關(guān)系（Aviat & Coeurdacier， 2007）。這導(dǎo)致解釋變量與殘差之間可能存在相關(guān)關(guān)系，此時使用混合回歸的方法，其估計結(jié)果是有偏也是不一致的，因此需要尋找工具變量來解決貿(mào)易總額的內(nèi)生性問題。一種常用的工具變量策略是以內(nèi)生變量的滯后一期作為當(dāng)期值的工具變量。滯后期的貿(mào)易總額與當(dāng)期值有較強的相關(guān)性，通過當(dāng)期值對OFDI產(chǎn)生影響，而當(dāng)期的OFDI對前一期的貿(mào)易總額則沒有影響，因此這可以有效的解決反向因果關(guān)系。表3第二列是以貿(mào)易總額的滯后一期作為工具變量的2SLS回歸結(jié)果。Haumsan檢驗結(jié)果表示，拒絕“所有解釋變量均外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為貿(mào)易總額為內(nèi)生變量，此時使用2SLS方法分析是有效的。

2SLS回歸結(jié)果顯示，在引入貿(mào)易總額滯后一期作為工具變量后，貿(mào)易總額的彈性系數(shù)由0.536變?yōu)?.578，說明貿(mào)易總額對于中國對外直接投資的正向影響增強。雙邊貨幣互換協(xié)議和貿(mào)易總額的交互項在5%的顯著性水平上仍然顯著，說明相比于不簽署貨幣互換協(xié)議的國家，簽署貨幣互換協(xié)議的國家其貿(mào)易總額每增加1%，OFDI仍將有額外增加，但增加比例從0.34%下降為0.31%。采用工具變量法回歸后，整體模型擬合優(yōu)度從0.429上升為0.439。

2.貿(mào)易分類模型估計（穩(wěn)健性檢驗）

為進(jìn)一步探討OFDI、貿(mào)易以及雙邊貨幣互換協(xié)議的捆綁式關(guān)系，同時也為基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗，本文將貿(mào)易總額分解為工業(yè)制成品進(jìn)口額，工業(yè)制成品出口額、大宗商品進(jìn)口額和大宗商品出口額。結(jié)合中國對外貿(mào)易的現(xiàn)實狀況——出口貿(mào)易主體為工業(yè)制成品，進(jìn)口貿(mào)易主體為大宗商品，本文在貿(mào)易分類模型中主要考慮工業(yè)制成品出口（lnmanu）和大宗商品進(jìn)口（lncomm）兩個指標(biāo)。同時在模型中分別引入Swapline和lnmanu、Swapline和lncomm的交互項，進(jìn)一步探求其捆綁式關(guān)系的發(fā)生機制，貿(mào)易分類模型具體設(shè)定如下：

產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)（SITC），其中大宗商品包括第0-4類、68組有色金屬、667組未經(jīng)加工的珍珠寶石和半寶石以及971組非貨幣性金屬（不含金礦石和精礦），工業(yè)制成品包括第5-8類（除去68組、667組以及971組）。分類產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計（UNCTAD）數(shù)據(jù)庫。

表3第三列是對貿(mào)易分類模型利用混合回歸方法估計得到的結(jié)果，第四列是引入工業(yè)制成品出口和大宗商品進(jìn)口一階滯后項作為工具變量的2SLS回歸結(jié)果。通過比較兩次回歸結(jié)果后發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易以及貿(mào)易和雙邊貨幣互換協(xié)議的交互項在貿(mào)易分類模型中依然顯著，證明本文的假設(shè)通過了穩(wěn)健性檢驗。2SLS回歸結(jié)果表示，工業(yè)制成品出口和大宗商品進(jìn)口彈性分別為0.421和0.192，即中國對貿(mào)易伙伴國工業(yè)制成品出口總額和中國從貿(mào)易伙伴國進(jìn)口的大宗商品總額每增加1%，中國對該國的直接投資將分別增加0.421%和0.192%。雙邊貨幣互換協(xié)議與工業(yè)制成品出口交互項在5%顯著性水平下顯著，與大宗商品進(jìn)口交互項不顯著，這一結(jié)果進(jìn)一步證明了雙邊貨幣互換協(xié)議簽署對OFDI的作用機制，即主要依靠工業(yè)制成品出口總額這一中間指標(biāo)。相比于不簽署貨幣互換協(xié)議的國家，簽署貨幣互換協(xié)議的國家從中國進(jìn)口的工業(yè)制成品總額每增加1%，OFDI將額外增加0.516%。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能與我國簽署雙邊貨幣協(xié)議的動機有關(guān)。理論上，貨幣互換協(xié)議的目的是在緊急時期提取對象國貨幣來應(yīng)對貨幣危機和國際收支困難，或者是準(zhǔn)備用來介入外匯市場。但我國所簽訂的貨幣互換協(xié)議的最主要目的是支持互換資金用于貿(mào)易融資（尹亞紅，2012），即為了在進(jìn)口我國貨物的過程中實現(xiàn)人民幣結(jié)算。因此簽署雙邊貨幣互換協(xié)議使得貿(mào)易伙伴國可以以更低的融資成本進(jìn)口中國出口的工業(yè)制成品，由此再影響中國對該國的直接投資。

五、結(jié)論

本文利用2006～2015年中國164個伙伴國的面板數(shù)據(jù)，基于投資引力模型考察了新形勢下中國的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略。文章發(fā)現(xiàn)，中國所采取的對外經(jīng)濟戰(zhàn)略是捆綁式的——即對外直接投資、貿(mào)易以及金融層面政策相互影響。貿(mào)易指標(biāo)：貿(mào)易總額、工業(yè)制成品出口總額和大宗商品進(jìn)口總額對OFDI均有著顯著的正向作用，即兩國貿(mào)易聯(lián)系越緊密，中國對該貿(mào)易伙伴國直接投資越多。金融指標(biāo)：雙邊貨幣互換協(xié)議的簽署通過促進(jìn)中國工業(yè)制成品出口對OFDI產(chǎn)生正向影響。該結(jié)論的發(fā)現(xiàn)，加深了對新形勢下中國對外經(jīng)濟戰(zhàn)略的認(rèn)識，同時也可以從一定角度解釋中國成立亞投行、構(gòu)建全球供應(yīng)鏈和價值鏈，以及提出互聯(lián)互通和“一帶一路”等一系列政策的原因——即利用投資、金融以及貿(mào)易的捆綁式戰(zhàn)略提升中國的國際話語權(quán)、重構(gòu)“中國位置”，使其在國際經(jīng)濟舞臺獲得更大的影響力。

未來本文的模型還可從下列兩方面進(jìn)行拓展。其一是考慮模型的動態(tài)效應(yīng)。由于本文的模型是在前人引力模型的基礎(chǔ)上建立的，本質(zhì)上是靜態(tài)的。因此，引入動態(tài)結(jié)構(gòu)的拓展將會是未來研究的一個方向。另外，本文的實證結(jié)果只證明了中國對外投資的捆綁式戰(zhàn)略存在性，由于數(shù)據(jù)的缺失沒有證明這種戰(zhàn)略的實施是否會提升中國對外金融凈資產(chǎn)的收益率，實現(xiàn)外部經(jīng)濟的再平衡，這兩點都是未來研究的可能方向。

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