蔣 平

（中國(guó)人民銀行成都分行，四川 成都 610041）

一、引言

自2013 年習(xí)近平主席提出共建“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21 世紀(jì)海上絲綢之路”重大倡議（簡(jiǎn)稱“一帶一路”）以來，中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)合作發(fā)展迅猛。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2013年至2018年，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資逾900億美元，年均增長(zhǎng)5.2%。與此同時(shí)，中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家貨物貿(mào)易總額超6 萬億美元，年均增長(zhǎng)4.0%，高于同期中國(guó)對(duì)外貿(mào)易增速，占中國(guó)貨物貿(mào)易總額的27.4%。顯然，在國(guó)際貿(mào)易保護(hù)主義抬頭的背景下，“一帶一路”正成為中國(guó)新一輪對(duì)外開放的增長(zhǎng)點(diǎn)，為處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型期的中國(guó)帶來新的環(huán)境和機(jī)遇。

對(duì)外直接投資是替代還是促進(jìn)出口一直是該領(lǐng)域長(zhǎng)期爭(zhēng)論的熱點(diǎn)問題?！耙粠б宦贰毖鼐€區(qū)域涉及諸多歐亞非國(guó)家，各國(guó)彼此間經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦、宗教文化、制度環(huán)境等方面復(fù)雜迥異，這種異質(zhì)性可能會(huì)造成不同的投資動(dòng)機(jī)，進(jìn)而對(duì)出口貿(mào)易產(chǎn)生不同影響。準(zhǔn)確把握對(duì)外投資對(duì)出口貿(mào)易的影響具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義，將直接關(guān)乎“一帶一路”倡議中“貿(mào)易暢通”的有效推進(jìn)?；诖?，本文以擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型為研究框架，采用2003～2019年中國(guó)對(duì)40個(gè)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資與出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)，考察中國(guó)對(duì)外直接投資的出口效應(yīng)。有別于以往研究對(duì)國(guó)別或地區(qū)進(jìn)行的主觀性分類，本文引入客觀的代理指標(biāo)，深入分析投資動(dòng)機(jī)對(duì)出口效應(yīng)的異質(zhì)性影響，結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注和爭(zhēng)論的熱點(diǎn)問題。從理論分析看，Mun?dell（1957）最早基于資源稟賦理論，認(rèn)為在放松生產(chǎn)要素不可自由流動(dòng)的假定下，對(duì)外投資對(duì)貿(mào)易存在替代效應(yīng)。Buckley &Casson（1981）分析認(rèn)為，為降低貿(mào)易壁壘推高的企業(yè)出口成本，對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易表現(xiàn)為替代關(guān)系。20 世紀(jì)70 年代后，對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易互補(bǔ)的觀點(diǎn)開始出現(xiàn)。Kojima（1978）發(fā)現(xiàn)，母國(guó)處于比較劣勢(shì)的“邊際產(chǎn)業(yè)”進(jìn)行對(duì)外直接投資，將產(chǎn)生出口促進(jìn)效應(yīng)。Helpman（1985）認(rèn)為由于要素稟賦的趨同，貿(mào)易的動(dòng)因不在于比較優(yōu)勢(shì)，而是源于規(guī)模報(bào)酬遞增以及產(chǎn)品差異化。因此，國(guó)際直接投資會(huì)引致產(chǎn)業(yè)內(nèi)外、公司內(nèi)貿(mào)易的并存與增長(zhǎng)。

隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，關(guān)于對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易之間的實(shí)證研究不斷涌現(xiàn)。諸多學(xué)者使用美國(guó)、歐盟、日本等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對(duì)外投資能顯著促進(jìn)出口增長(zhǎng)（Mitze et al.，2010；Chiappini，2016；Tham et al.，2018）。但也有部分學(xué)者分析認(rèn)為，由于投資動(dòng)因的多樣化，對(duì)外投資與出口間的關(guān)系可能存在差異。Gray（1998）研究發(fā)現(xiàn)，基于市場(chǎng)導(dǎo)向型的對(duì)外投資將會(huì)對(duì)出口產(chǎn)生替代作用，而成本導(dǎo)向型會(huì)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用?？傮w而言，國(guó)外多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究支持對(duì)外投資促進(jìn)出口的觀點(diǎn)，但在行業(yè)或產(chǎn)品層面也能發(fā)現(xiàn)替代關(guān)系存在的證據(jù)。

隨著中國(guó)“走出去”步伐的加快，關(guān)于對(duì)外直接投資的“出口效應(yīng)”問題也日益引起關(guān)注。宏觀層面的研究普遍認(rèn)為中國(guó)對(duì)外直接投資存在出口創(chuàng)造效應(yīng)（王勝等，2014；宋勇超，2017）。還有部分學(xué)者基于微觀企業(yè)視角進(jìn)行探討。毛其琳和許家云（2014）采用傾向匹配得分的雙重差分方法研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資顯著提高了企業(yè)出口概率，存在明顯的促進(jìn)效應(yīng)。蔣冠宏和蔣殿春（2014）利用數(shù)據(jù)匹配法為2005～2007年間1498家對(duì)外投資企業(yè)建立可供比較的對(duì)照組，運(yùn)用DID法實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)企業(yè)對(duì)外直接投資存在出口效應(yīng)。但也有少量研究認(rèn)為中國(guó)對(duì)外直接投資與貿(mào)易之間為替代關(guān)系或不存在關(guān)系。例如，林志帆（2016）運(yùn)用2003～2014年中國(guó)對(duì)155國(guó)直接投資與出口貿(mào)易進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)外直接投資對(duì)出口不存在顯著影響，甚至在發(fā)達(dá)國(guó)家還產(chǎn)生替代作用。陳培如和冼國(guó)明（2018）引入對(duì)外投資的擴(kuò)展邊際和集約邊際二元分析框架，以2007～2015 年中國(guó)對(duì)184 個(gè)東道國(guó)的投資和出口為研究樣本，發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外投資的集約邊際對(duì)出口具有顯著的替代效應(yīng)。

縱觀以往文獻(xiàn)研究，由于樣本選定和研究方法的不同，結(jié)論并未達(dá)成一致。而關(guān)于“一帶一路”對(duì)外直接投資與出口貿(mào)易之間關(guān)系的研究頗少，更未深入分析復(fù)雜投資區(qū)域背后的異質(zhì)性影響和投資動(dòng)機(jī)差異。因此，本文試圖在梳理對(duì)外直接投資“出口效應(yīng)”作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)考察中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響。

三、理論分析

企業(yè)實(shí)施對(duì)外直接投資后如何影響企業(yè)出口呢？根據(jù)以往研究，對(duì)外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)與投資動(dòng)機(jī)密切相關(guān)。依照聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議發(fā)布的《世界投資報(bào)告》，對(duì)外直接投資按照動(dòng)機(jī)可劃分為四類：市場(chǎng)尋求型（Market-seeking）、資源尋求型（Resourceseeking）、效率尋求型（Efficiency-seeking）以及創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型（Created-asset-seeking），不同類型對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的作用機(jī)制不盡相同。本文據(jù)此從四個(gè)方面來分析中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資的出口效應(yīng)。

市場(chǎng)尋求型對(duì)外直接投資大致可分為三種情況：第一種是為了規(guī)避或突破東道國(guó)的貿(mào)易障礙而進(jìn)行的投資；第二種是為了擴(kuò)大或維持在東道國(guó)原有的市場(chǎng)份額而進(jìn)行的投資；第三種是為了開拓東道國(guó)市場(chǎng)而進(jìn)行的投資。不同情況下將產(chǎn)生不同的貿(mào)易效應(yīng)。如果投資目的是出于規(guī)避貿(mào)易障礙或維持原有市場(chǎng)份額，那么投資發(fā)生前的母國(guó)對(duì)東道國(guó)的產(chǎn)品出口，將轉(zhuǎn)變?yōu)槟竾?guó)設(shè)立的海外子公司在東道國(guó)直接銷售，替代效應(yīng)將導(dǎo)致母國(guó)的出口量減少；與此同時(shí)，海外經(jīng)營(yíng)所需要的原材料、中間產(chǎn)品、機(jī)器設(shè)備以及管理服務(wù)等均由境內(nèi)母公司提供，由此會(huì)帶動(dòng)母國(guó)出口增加。如果投資目的是為了開拓東道國(guó)市場(chǎng)，那么國(guó)際市場(chǎng)份額的擴(kuò)大，將對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。

資源尋求型對(duì)外直接投資的主要目的是獲取東道國(guó)豐富的自然資源與能源?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家石油、天然氣、煤炭及鈾礦資源豐富，是全球重要的能源資源賦存中心。通常而言，境外資源的勘探與開發(fā)會(huì)帶動(dòng)母國(guó)機(jī)械設(shè)備、生產(chǎn)技術(shù)、中間產(chǎn)品以及相關(guān)勞動(dòng)力的輸出。因此，資源尋求型投資對(duì)母國(guó)出口存在較強(qiáng)的促進(jìn)關(guān)系。

效率尋求型對(duì)外直接投資是指母國(guó)投資者謀求將已經(jīng)處于或即將處于比較劣勢(shì)的“邊際產(chǎn)業(yè)”跨國(guó)轉(zhuǎn)移至勞動(dòng)力廉價(jià)和土地資源豐富的發(fā)展中國(guó)家。母國(guó)通過對(duì)外直接投資將過剩的生產(chǎn)能力進(jìn)行跨國(guó)轉(zhuǎn)移，由此會(huì)帶動(dòng)母國(guó)海外經(jīng)營(yíng)所需要的原材料、中間產(chǎn)品、機(jī)器設(shè)備以及管理服務(wù)等出口增加。

創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型對(duì)外直接投資的主要目的是通過高新技術(shù)、先進(jìn)制造等創(chuàng)新領(lǐng)域的合作，獲取東道國(guó)的技術(shù)外溢。直觀看，創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資可能不直接影響出口，但是東道國(guó)的技術(shù)外溢有助于提升母國(guó)的創(chuàng)新能力，進(jìn)而提高產(chǎn)品的技術(shù)水平和出口競(jìng)爭(zhēng)力。因此，創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資對(duì)母國(guó)出口存在促進(jìn)關(guān)系。

綜上所述，本文依據(jù)對(duì)外直接投資的不同動(dòng)機(jī)，分別探討可能產(chǎn)生的出口效應(yīng)，這為對(duì)外直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響提供了可能的傳導(dǎo)機(jī)制。

四、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.主要變量。本文考察不同投資動(dòng)機(jī)下對(duì)外直接投資的“出口效應(yīng)”，因此，出口規(guī)模為被解釋變量，可通過中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家出口總額反映，記為EXP；對(duì)外投資和投資動(dòng)機(jī)為核心解釋變量，對(duì)外投資可通過中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家投資流量反映，記為OFDI。

由于投資動(dòng)機(jī)具有一定的主觀性，本文選取以下代理變量進(jìn)行衡量：GDP 增長(zhǎng)率能反映市場(chǎng)增長(zhǎng)潛力，代表市場(chǎng)尋求型動(dòng)機(jī)，記為Motive1；礦物燃料和金屬出口占GDP 比重能反映資源稟賦，代表資源尋求型動(dòng)機(jī)，記為Motive2；兩國(guó)間人均GDP 比值能反映勞動(dòng)力成本，代表效率尋求型動(dòng)機(jī)，記為Motive3；高度技術(shù)密集型產(chǎn)品出口占GDP 比重能反映技術(shù)輸出，代表創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型動(dòng)機(jī)，記為Motive4。

2.控制變量。為控制其他可能影響到出口的因素，本文引入的控制變量包括：

經(jīng)濟(jì)總量。根據(jù)貿(mào)易引力模型（Tinbergen，1962），兩國(guó)雙邊貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟(jì)總量成正比。經(jīng)濟(jì)總量越大意味著東道國(guó)的市場(chǎng)吸收能力越強(qiáng)，越有利于中國(guó)對(duì)其出口。本文以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值反映東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量，記為GDP，預(yù)期系數(shù)為正值。

地理距離。根據(jù)貿(mào)易引力模型，兩國(guó)雙邊貿(mào)易規(guī)模與地理距離成反比。距離越遠(yuǎn)意味著國(guó)際貿(mào)易的運(yùn)輸成本越高，越不利于中國(guó)對(duì)其出口。本文以中國(guó)北京與東道國(guó)首都間的距離為標(biāo)準(zhǔn)予以衡量，記為Dist，預(yù)期系數(shù)為負(fù)值。

貿(mào)易依存度。反映一國(guó)對(duì)國(guó)際貿(mào)易市場(chǎng)的依賴程度。依存度越高，則該國(guó)設(shè)置的貿(mào)易壁壘越小，越有利于中國(guó)對(duì)其出口。本文根據(jù)國(guó)際通行標(biāo)準(zhǔn)，通過東道國(guó)進(jìn)出口總額占GDP比重予以衡量，記為Trade，預(yù)期系數(shù)為正值。

貨幣購(gòu)買力。如果東道國(guó)貨幣相對(duì)于人民幣升值，則該國(guó)貨幣購(gòu)買力增強(qiáng)，會(huì)促進(jìn)中國(guó)向其出口。本文以各國(guó)貨幣對(duì)美元匯率為標(biāo)準(zhǔn)，轉(zhuǎn)換為各國(guó)貨幣對(duì)人民幣匯率，然后分別計(jì)算各國(guó)歷年匯率變化，從而反映貨幣購(gòu)買力變動(dòng)情況，記為Currency，預(yù)期系數(shù)為負(fù)值。

3.數(shù)據(jù)來源。鑒于中國(guó)大規(guī)模對(duì)外投資始于2003 年，且規(guī)范化的對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)制度也建立于該年，因此本文將樣本區(qū)間設(shè)定為2003～2019 年。本文所涉變量中EXP 數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，OFDI 數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，各國(guó)GDP 數(shù)據(jù)來源于世界銀行，各國(guó)進(jìn)出口數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議，各國(guó)匯率數(shù)據(jù)來源于國(guó)際清算銀行（BIS），地理距離數(shù)據(jù)來源于法國(guó)國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心（CEPII）數(shù)據(jù)庫(kù)。

根據(jù)數(shù)據(jù)采集情況，對(duì)樣本進(jìn)行如下預(yù)處理：第一，剔除觀測(cè)值數(shù)量小于5 年的國(guó)家，以避免數(shù)據(jù)測(cè)量誤差引發(fā)系數(shù)估計(jì)偏誤，最終樣本國(guó)家為40 個(gè)。第二，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，以消除異方差和極端值影響，而回歸系數(shù)也將表現(xiàn)為更有經(jīng)濟(jì)意義的變量間彈性系數(shù)。

（二）模型構(gòu)建

自Tinbergen（1962）提出引力模型以來，經(jīng)發(fā)展完善，該模型已成為國(guó)際貿(mào)易研究的標(biāo)準(zhǔn)范式。盡管引力模型最早以經(jīng)驗(yàn)方程提出，但也具有深厚的理論基礎(chǔ)。無論是基于要素稟賦理論或比較優(yōu)勢(shì)理論，還是基于壟斷競(jìng)爭(zhēng)的新貿(mào)易理論，都可以推導(dǎo)出某種形式的引力模型。在引力模型中引入其他可能影響雙邊貿(mào)易的控制變量，如地理距離、貿(mào)易依存度等因素后，模型的解釋力將顯著增強(qiáng)。本文由此構(gòu)建擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型如方程（1）所示：

需要注意的是，引入交互項(xiàng)后，將無法直接判斷OFDI 對(duì)出口的影響方向和程度，因?yàn)槟Ｐ椭杏绊懴禂?shù)包括兩類：一類是直接影響系數(shù)α2，另一類是交互項(xiàng)的間接影響系數(shù)α7。對(duì)交互項(xiàng)中Motivej做均值化處理后，可將OFDI 對(duì)出口的偏效應(yīng)有效剝離出來。由此修正后的計(jì)量模型如方程（2）所示：

（三）估計(jì)方法

從模型的變量設(shè)定來看，內(nèi)生性問題可能主要來源于兩方面：一是被解釋變量的滯后項(xiàng)EXPi，t-1與回歸誤差項(xiàng)容易存在相關(guān)性；二是對(duì)外直接投資與出口之間可能存在雙向因果關(guān)系。為克服內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用System GMM 方法進(jìn)行估計(jì)。首先，通過一階差分消除個(gè)體效應(yīng)μi，然后將水平變量lnEXPi，t-1、lnOFDIi，t的所有滯后項(xiàng)作為差分變量的工具變量，將一階差分變量的滯后項(xiàng)作為水平變量的工具變量，最后聯(lián)立差分方程和水平方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。回歸方程中控制時(shí)間固定效應(yīng)，以控制全球經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、突發(fā)政策等因素的共同沖擊。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

表1展示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表2中的相關(guān)系數(shù)矩陣顯示，主要解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)普遍不超過0.4，各變量回歸時(shí)的方差膨脹因子（VIF）均在5以內(nèi)，因此回歸結(jié)果不會(huì)受到多重共線性的嚴(yán)重干擾。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 主要變量的相關(guān)性檢驗(yàn)

（二）實(shí)證結(jié)果分析

利用System GMM方法對(duì)動(dòng)態(tài)計(jì)量模型進(jìn)行回歸分析的結(jié)果如表3所示。第（1）列為基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果，第（2）～（5）列為加入投資動(dòng)機(jī)與OFDI交互項(xiàng)后的模型估計(jì)結(jié)果。

表3 計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果

表3 的結(jié)果顯示：所有模型的Wald 統(tǒng)計(jì)量都在1%的顯著性水平下拒絕解釋變量系數(shù)為零的原假設(shè)，聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)通過；擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)性的Arrella?no-Bond檢驗(yàn)都在5%的顯著性水平下拒絕擾動(dòng)項(xiàng)差分的二階自相關(guān)系數(shù)為零的原假設(shè)，說明模型的誤差項(xiàng)不存在序列自相關(guān)性，符合System GMM 使用條件；過度識(shí)別檢驗(yàn)Sargan 統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P 值都大于0.1，表明不能拒絕所有工具變量都有效的原假設(shè)，即GMM的工具變量是有效的。實(shí)證結(jié)果分析如下：

第一，直接投資對(duì)出口具有顯著正向影響。根據(jù)表3 第（1）列，OFDI 的系數(shù)在5%的水平下顯著為正值，這說明在控制其他因素后，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資每增加1個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)應(yīng)出口約增加0.0402%。引入交互項(xiàng)后，如第（2）至第（5）列所示，OFDI 的系數(shù)依舊顯著為正。這一結(jié)果證明中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資具有顯著的出口促進(jìn)效應(yīng)，與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論基本一致（王勝等，2014；林創(chuàng)偉等，2019）。

第二，直接投資與市場(chǎng)尋求的交互項(xiàng)對(duì)出口具有顯著正向影響。根據(jù)表3 第（2）列，交互項(xiàng)lnOF?DI*Motive1的系數(shù)在1%的水平下顯著為正值，即東道國(guó)的市場(chǎng)潛力越大，OFDI的出口促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)，這說明市場(chǎng)尋求是中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI的主要?jiǎng)訖C(jī)之一。與理論分析相反的是，市場(chǎng)尋求型投資并未呈現(xiàn)突破貿(mào)易壁壘的“替代效應(yīng)”，這可能與投資區(qū)域的特殊性有關(guān)?！耙粠б宦贰毖鼐€部分國(guó)家的政治和社會(huì)穩(wěn)定性較差，企業(yè)投資方式更傾向于設(shè)立商務(wù)服務(wù)機(jī)構(gòu)，既可以控制成本和風(fēng)險(xiǎn)，也有利于促進(jìn)母公司產(chǎn)品的出口與銷售。加上“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，難以完全滿足投資生產(chǎn)條件，尤其高新技術(shù)設(shè)備、精密儀器等技術(shù)密集型產(chǎn)品大多需要依賴母公司出口提供。綜合以上因素，市場(chǎng)尋求型投資更多轉(zhuǎn)化為出口促進(jìn)效應(yīng)。

第三，直接投資與資源尋求的交互項(xiàng)對(duì)出口具有顯著正向影響。根據(jù)表3 第（3）列，交互項(xiàng)lnOF?DI*Motive2的系數(shù)在5%的水平下顯著為正值，即東道國(guó)的資源稟賦越多，OFDI的出口促進(jìn)效應(yīng)越強(qiáng)，這說明資源尋求是中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI的另一主要?jiǎng)訖C(jī)。中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的貿(mào)易合作具有很強(qiáng)的互補(bǔ)性，沿線國(guó)家大多處于工業(yè)化初期階段，在初級(jí)產(chǎn)品特別是農(nóng)產(chǎn)品、礦產(chǎn)品和原材料出口方面具有優(yōu)勢(shì)；而中國(guó)在工業(yè)制成品方面具有優(yōu)勢(shì)，加強(qiáng)貿(mào)易合作與發(fā)展可以實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)。通過雙邊合作，不僅為沿線國(guó)家能源資源的合理開發(fā)提供保障，而且海外資源的勘探與開發(fā)會(huì)帶動(dòng)中國(guó)機(jī)械設(shè)備、中間產(chǎn)品以及相關(guān)勞動(dòng)力的輸出。

第四，直接投資與效率尋求的交互項(xiàng)對(duì)出口具有顯著負(fù)向影響。根據(jù)表3 第（4）列，交互項(xiàng)lnOF?DI*Motive3的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)值，即東道國(guó)勞動(dòng)力成本越低，OFDI 的出口替代效應(yīng)越強(qiáng)。隨著中國(guó)勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素成本上升，越來越多勞動(dòng)密集型企業(yè)將生產(chǎn)活動(dòng)轉(zhuǎn)移到海外成本“洼地”，進(jìn)而對(duì)中國(guó)出口產(chǎn)生替代效應(yīng)。

第五，直接投資與創(chuàng)新資產(chǎn)尋求的交互項(xiàng)對(duì)出口無顯著影響。根據(jù)表3 第（5）列，交互項(xiàng)lnOFDI*Mo?tive4的系數(shù)并不顯著，即東道國(guó)的技術(shù)水平并未對(duì)OFDI的“出口效應(yīng)”產(chǎn)生顯著影響，這說明中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家并不存在顯著的創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資動(dòng)機(jī)。

第六，從滯后項(xiàng)的情況來看，lnEXPi，t-1的系數(shù)在1%的水平下顯著為正值，充分反映出口慣性的存在，也說明模型中引入滯后項(xiàng)的合理性。從控制變量的情況來看，lnGDPi,t、lnDisti、Tradei,t以及Currencyi,t的系數(shù)在模型中普遍顯著，說明這些影響因素的控制是合理有效的。系數(shù)的符號(hào)也符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論預(yù)期，即“一帶一路”東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模越大、貿(mào)易依存度越高、與中國(guó)地理距離越近、貨幣購(gòu)買力越強(qiáng)，越有利于推動(dòng)中國(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到直接投資轉(zhuǎn)化成實(shí)際生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力需要一定的時(shí)滯，因此“出口效應(yīng)”可能相應(yīng)具有滯后性，本文將中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資存量作為核心解釋變量對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性。同時(shí)，不考慮出口慣性的影響，重新設(shè)定計(jì)量模型，使用工具變量?jī)呻A段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。借鑒顧雪松等（2016）的方法，選定“一帶一路”沿線各國(guó)總?cè)丝跀?shù)占全球比例和能源產(chǎn)量占全球比例作為工具變量，主要原因在于這兩個(gè)變量是由自然條件生成的稟賦性因素，具有充分的外生性，與誤差項(xiàng)無關(guān)；同時(shí)，它們能影響市場(chǎng)尋求型投資和資源尋求型投資。

估計(jì)結(jié)果顯示，解釋變量lnOFDI 以及交互項(xiàng)的回歸系數(shù)符號(hào)和顯著性水平均與表3一致，其他控制變量的結(jié)果也沒發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，這說明實(shí)證分析的結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論及建議

本文從投資動(dòng)機(jī)出發(fā)，研究中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家直接投資對(duì)出口貿(mào)易的影響，實(shí)證結(jié)果表明：中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資總體上存在顯著的出口促進(jìn)效應(yīng)。但從投資動(dòng)機(jī)進(jìn)一步分析，出口效應(yīng)存在明顯的異質(zhì)性，資源尋求型和市場(chǎng)尋求型是主要投資動(dòng)機(jī)，“一帶一路”沿線國(guó)家豐富的資源稟賦和廣闊的市場(chǎng)空間對(duì)中國(guó)直接投資具有顯著的促進(jìn)作用；效率尋求型投資存在顯著的出口替代效應(yīng)，東道國(guó)的低勞動(dòng)力成本會(huì)吸引“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移，進(jìn)而替代國(guó)內(nèi)出口；并未發(fā)現(xiàn)顯著的創(chuàng)新資產(chǎn)尋求型投資動(dòng)機(jī)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

本文的研究結(jié)論對(duì)于我國(guó)“一帶一路”直接投資領(lǐng)域的政策制定具有一定參考價(jià)值。第一，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的直接投資力度，尤其是在中美貿(mào)易爭(zhēng)端可能長(zhǎng)期存在的形勢(shì)下，開拓“一帶一路”市場(chǎng)是改善中國(guó)國(guó)際貿(mào)易環(huán)境的重要途徑。第二，應(yīng)充分利用我國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的互補(bǔ)性，有針對(duì)性和前瞻性地投資海外資源產(chǎn)業(yè)鏈，為我國(guó)獲取境外能源資源提供保障，同時(shí)帶動(dòng)生產(chǎn)設(shè)備和技術(shù)服務(wù)的出口。第三，應(yīng)通過雙邊或區(qū)域談判消除貿(mào)易壁壘，推動(dòng)貿(mào)易規(guī)則的協(xié)調(diào)和互認(rèn)，進(jìn)一步提升貿(mào)易投資便利化和自由化。第四，在新興經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展過程中，喪失比較優(yōu)勢(shì)的“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移海外，這是優(yōu)化資源配置的合理現(xiàn)象，但國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級(jí)必須跟上，需警惕出現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)空心化”。