曹米琦

（東南大學(xué)，江蘇 南京 211189）

一、研究背景及意義

2013 年至2018 年期間，我國(guó)企業(yè)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資超過900 億美元；與“一帶一路”沿線國(guó)家的貨物貿(mào)易總額超過6 萬(wàn)億美元，占我國(guó)貨物貿(mào)易總額的27.4%，起到了拉動(dòng)中國(guó)外貿(mào)加速回暖的作用。通過分析中國(guó)在“一帶一路”國(guó)家的直接投資對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，為我國(guó)進(jìn)一步實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略提供可供參考的依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

Michaely（1984）提出了貿(mào)易專業(yè)化指標(biāo)，Hausmann（2003）提出“復(fù)雜度”一詞，Lall（2006）提出了“產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度得分”。Rodrick（2006）指出出口技術(shù)復(fù)雜度是反應(yīng)一國(guó)出口產(chǎn)品的技術(shù)水平和結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。Mishra 等（2011）在Hausman 的基礎(chǔ)之上利用貨物貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)算方法提出服務(wù)貿(mào)易出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)算方法。邱立成（1999）從母國(guó)的角度研究發(fā)現(xiàn)跨國(guó)公司的建立可以起到帶動(dòng)母國(guó)相關(guān)產(chǎn)業(yè)中間產(chǎn)品和相關(guān)服務(wù)出口的作用。

三、實(shí)證研究

（一）樣本選擇

論文選取2009 年至2018 年間，“一帶一路”沿線的28 個(gè)國(guó)家的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響研究。將人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值超過8000 美元的國(guó)家定義為較發(fā)達(dá)國(guó)家：愛沙尼亞、斯洛文尼亞、以色列、波蘭、立陶宛、匈牙利、新加坡、韓國(guó)、新西蘭、捷克；欠發(fā)達(dá)國(guó)家：印度、巴基斯坦、土耳其、菲律賓、印尼、俄羅斯、烏克蘭、南非、泰國(guó)、馬來西亞、巴拿馬、摩洛哥、阿曼、柬埔寨、斯里蘭卡、白俄羅斯、保加利亞、拉脫維亞。

（二）變量的選取

本文選取2009 年-2018 年我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資存量（OFDI）作為解釋變量。被解釋變量ETSI 按照以下方法進(jìn)行計(jì)算。參照Haussmann 的方法，第n 類出口品的技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)算公式如下所示：

其中，PRODYn代表第n 類產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度。國(guó)家j 的第n 類產(chǎn)品的出口額用表示，國(guó)家j 的出口總額用Xj來表示。Yj代表人均國(guó)民收入。計(jì)算得出各細(xì)分出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度后，再通過下式計(jì)算出某一國(guó)家對(duì)另一國(guó)家的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)（ETSI）：

論文選取航空貨運(yùn)量infraj,t、貿(mào)易開放度openj,t和東道國(guó)資源稟賦reszj,t作為控制變量。引入國(guó)家類型作為虛擬變量，如果東道國(guó)是較發(fā)達(dá)國(guó)家，則該變量為1；如果東道國(guó)是欠發(fā)達(dá)國(guó)家，則為0。

（三）模型建立

出口活動(dòng)是屬于一種動(dòng)態(tài)的狀態(tài)，所以每年的出口技術(shù)復(fù)雜度與上一年的出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在相關(guān)的關(guān)系。將因變量滯后性引入方程式中，引入ETSIij,t-1，即出口技術(shù)復(fù)雜度的一階滯后變量。

式子中，下標(biāo)中的i 表示的是投資國(guó)（出口國(guó)），j 表示的是東道國(guó)（進(jìn)口國(guó)），α0是模型中的常數(shù)項(xiàng)。OFDIij,t表示對(duì)外直接投資存量，α1是其系數(shù)。Xj,t表示其他的控制變量，βj代表其相應(yīng)的控制變量的系數(shù)，νi表示靜態(tài)面板模型中的個(gè)體效應(yīng)，μt表示靜態(tài)面板模型中的時(shí)間效應(yīng)，δj,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（四）數(shù)據(jù)來源說明

所用到的數(shù)據(jù)：2009-2018年間21類產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國(guó)Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)，各國(guó)人均GDP 數(shù)據(jù)來自國(guó)際貨幣基金組織，人均GDP 按照現(xiàn)價(jià)美元進(jìn)行折算，我國(guó)OFDI 活動(dòng)的數(shù)據(jù)來自《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

表3.1中列明了各個(gè)變量樣本數(shù)、平均數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)差，最大值，最小值的描述性統(tǒng)計(jì)。各變量的相關(guān)系數(shù)如表3.2 所示，結(jié)果顯示除了控制變量rese 外，其余大多數(shù)變量之間都是呈正相關(guān)的。進(jìn)一步地，通過方差膨脹因子檢驗(yàn)（VIF）檢測(cè)多重共線性的問題。檢驗(yàn)結(jié)果為VIF=1.69遠(yuǎn)小于10，所以可以得出不存在多重共線性的問題。面板單位根檢驗(yàn)如表3.3 所示，檢驗(yàn)結(jié)果顯示數(shù)據(jù)是穩(wěn)定的。

表3.1 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

表3.2 各變量的相關(guān)系數(shù)

表3.3 單位根檢驗(yàn)

全樣本實(shí)證回歸結(jié)果如表3.4 所示。第一欄顯示的是最小二乘法模型的結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的OFDI 在1%的水平上與我國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度顯著正相關(guān)。第二欄和第三欄分別是固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，與最小二乘法模型的結(jié)果大體相同，Hausman 檢驗(yàn)得出的結(jié)論是支持隨機(jī)效應(yīng)模型。

第四欄是系統(tǒng)GMM 模型的回歸結(jié)果，殘差項(xiàng)二階自相關(guān)檢驗(yàn)（AR（2））統(tǒng)計(jì)量表明不能拒絕原假設(shè)，說明差分后的動(dòng)態(tài)面板模型不存在序列自相關(guān)，模型設(shè)定合理，可以使用系統(tǒng)GMM 方法進(jìn)行回歸；Hansen 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量拒絕原假設(shè)，并且其P值都未超過0.25，說明Hansen 檢驗(yàn)結(jié)果是可信的，并且不存在工具變量的過度識(shí)別問題。系統(tǒng)GMM 估計(jì)結(jié)果中，esti 一階滯后項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，這說明中國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度是動(dòng)態(tài)連續(xù)性。所有模型結(jié)果都顯示我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的OFDI 對(duì)我國(guó)出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的促進(jìn)作用。

表3.4 全樣本回歸結(jié)果

注：*，**和***分別代表10%，5%和1%的顯著水平。

四、結(jié)論及建議

增加中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資投入，調(diào)整我國(guó)原有的出口結(jié)構(gòu)，更新?lián)Q代一些高污染低技術(shù)的產(chǎn)品，研發(fā)污染指數(shù)低技術(shù)水平高的產(chǎn)品，創(chuàng)造新的比較優(yōu)勢(shì)，達(dá)到改善我國(guó)的出口貿(mào)易狀況的目的。