廖良美，周若妍

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430068)

國(guó)際直接投資與國(guó)際貿(mào)易是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)全球化趨勢(shì)的主要力量，對(duì)外出口和對(duì)外直接投資(outward foreign direct investment，OFDI)是一國(guó)或地區(qū)參與國(guó)際分工的重要方式，這兩者的發(fā)展規(guī)模和水平是該國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要體現(xiàn)。近年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展融入全球經(jīng)濟(jì)的步伐進(jìn)一步加快，政府積極采取措施支持企業(yè)“走出去”，中國(guó)OFDI與對(duì)外貿(mào)易兩者之間呈現(xiàn)出優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)、交叉發(fā)展的特點(diǎn)，存在替代關(guān)系[1]、互補(bǔ)關(guān)系[2]和權(quán)變關(guān)系[3]。改革開(kāi)放以來(lái)，特別是加入WTO之后，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易取得空前發(fā)展，2013年提出的“一帶一路”倡議更是吸引國(guó)內(nèi)眾多學(xué)者對(duì)OFDI的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究。聶飛(2018)[4]運(yùn)用2003-2013年中國(guó)與96個(gè)國(guó)家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)論證中國(guó)IFDI、OFDI與出口貿(mào)易的互動(dòng)機(jī)制，結(jié)果表明，中國(guó)在不同區(qū)位進(jìn)行垂直型或水平型OFDI時(shí)對(duì)出口的作用不同，可能是替代效應(yīng)，也可能是創(chuàng)造效應(yīng)。林創(chuàng)偉(2019)[5]基于中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家2003—2015年間直接投資和進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，得出中國(guó)對(duì)東盟國(guó)家的ODFI存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，但這種效應(yīng)大小取決于貿(mào)易額。值得注意的是，由貿(mào)易保護(hù)主義抬頭導(dǎo)致中國(guó)出口貿(mào)易增速?gòu)?001—2010年的21.3%下降至2011—2020年的5.3%，且有兩年增長(zhǎng)率為負(fù)。因此在變局中繼續(xù)維持較高出口貿(mào)易增長(zhǎng)率，一方面在于東道國(guó)的市場(chǎng)需求，另一方面在于我國(guó)出口商品的競(jìng)爭(zhēng)力，出口貿(mào)易的效率是二者合力作用下的結(jié)果。Egger(2002)[6]最早將雙邊貿(mào)易擬合值定義為貿(mào)易潛力，并把貿(mào)易實(shí)際值和貿(mào)易潛力的比值作為貿(mào)易效率。因此，本文可將出口效率定義為實(shí)際貿(mào)易值與貿(mào)易潛力值的比。在以往文獻(xiàn)中，測(cè)度出口效率大多使用的是貿(mào)易引力模型[7]，但由于傳統(tǒng)的引力模型使用的是OLS估計(jì)，從而得到貿(mào)易潛力值是各因素作用下的均值，忽略了貿(mào)易約束的影響，貿(mào)易潛力不能得到正確反映，測(cè)算的貿(mào)易效率也不精確。隨機(jī)前沿引力模型的引入極大豐富了貿(mào)易效率的研究?jī)?nèi)容[8-9]，將對(duì)外直接投資引入貿(mào)易非效率項(xiàng)，得出中國(guó)對(duì)外直接投資促進(jìn)出口效率提升的結(jié)論[10-11]。但已有研究多用面板模型進(jìn)行分析，少有將其他非效率因素納入考慮范圍內(nèi)?；诖?，本文構(gòu)建隨機(jī)前沿引力模型測(cè)算出口效率，運(yùn)用“一步法”從對(duì)外直接投資、貿(mào)易自由度、自由貿(mào)易協(xié)定安排三個(gè)角度評(píng)估我國(guó)的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力。

1 中國(guó)對(duì)外直接投資與出口的統(tǒng)計(jì)描述

1.1 對(duì)外直接投資規(guī)?？傮w穩(wěn)健發(fā)展

隨著經(jīng)濟(jì)全球化，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度日益加快，我國(guó)更加積極地進(jìn)行對(duì)外投資。如圖1所示，近年來(lái)我國(guó)對(duì)外直接投資流量和存量日益增長(zhǎng)，即使在2018年全球?qū)ν庵苯油顿Y大幅減少的趨勢(shì)下，中國(guó)對(duì)外直接投資亦達(dá)到1430.4億美元。2020年受新冠疫情的影響，世界經(jīng)濟(jì)總體急劇萎縮，但中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍在全球?qū)崿F(xiàn)唯一逆勢(shì)增長(zhǎng)，完成對(duì)外直接投資1537.1億美元，同比增長(zhǎng)12.3%，流量規(guī)模首次位居世界第一，連續(xù)5年占全球OFDI流量比重超過(guò)10%，存量位居世界第三。

數(shù)據(jù)來(lái)源：《2005～2020年中國(guó)對(duì)外直接投資公報(bào)》

1.2 出口貿(mào)易發(fā)展持續(xù)向好

從貿(mào)易規(guī)?？矗?005—2020年這15年間，中國(guó)貨物貿(mào)易出口總額總體上呈現(xiàn)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。2020年在外部形勢(shì)嚴(yán)峻、國(guó)際需求下降、貿(mào)易遭受?chē)?yán)重沖擊的背景下，我國(guó)外貿(mào)實(shí)現(xiàn)快速回穩(wěn)并持續(xù)改善，表現(xiàn)出較強(qiáng)的韌性，對(duì)外貿(mào)易刷新了2018年創(chuàng)造的對(duì)外貿(mào)易歷史紀(jì)錄，創(chuàng)造了中國(guó)出口規(guī)模的新高。從對(duì)外直接投資和出口的統(tǒng)計(jì)分析(圖2)來(lái)看，兩者之間可能存在相互促進(jìn)的關(guān)系。

數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 隨機(jī)前沿引力模型引入

引力模型表明兩經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易額與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正相關(guān)，與兩地距離呈負(fù)相關(guān)。這一概念出自物理學(xué)的萬(wàn)有引力定律，Anderson[12]最先將引力模型與國(guó)際投資結(jié)合，提出投資引力模型：

Qij=B0(Yi)B1(Yj)B2(Ni)B2(Nj)B4(Rij)B5(Aij)B6ξ

Qij表示i國(guó)向j國(guó)的OFDI流量；Yi與Yj分別為i國(guó)與j國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，一般用一國(guó)GDP或者人均GDP表示；Ni與Nj分別為i國(guó)與j國(guó)的人口數(shù)量；Rij和Aij表示兩國(guó)之進(jìn)行貿(mào)易的阻力和動(dòng)力；j為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

國(guó)際貿(mào)易中普遍使用的引力模型對(duì)數(shù)形式為：

lnXij=β0+β1lnYi+β2lnYj+

β3ln POPi+β4ln POPj+β5lnDij+μij

其中：Yi與Yj分別為i國(guó)與j國(guó)的GDP，Xij為i國(guó)對(duì)j國(guó)的貿(mào)易值，POPi和POPj分別為兩國(guó)人口數(shù)量，Dij為兩國(guó)之間地理距離，μij為隨機(jī)誤差項(xiàng)。然而，傳統(tǒng)模型總是忽略了貿(mào)易約束的存在，測(cè)算出來(lái)的貿(mào)易潛力是多種未計(jì)入模型的影響因素作用下的均值，并不能準(zhǔn)確反映貿(mào)易潛力，測(cè)算出來(lái)的貿(mào)易效率也不準(zhǔn)確。鑒于此，Aigner[13]提出隨機(jī)前沿引力模型，即將隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)分成兩部分單獨(dú)處理，分別是隨機(jī)誤差項(xiàng)和非效率項(xiàng)，單獨(dú)處理非效率因素便可以克服上述問(wèn)題。該模型基本形式可以表示為：

EXijt=f(Xijt，α)eνijt-μijt

其中：EXijt為t時(shí)期i國(guó)向j國(guó)出口實(shí)際值；Xijt為影響貿(mào)易的重要因素，如經(jīng)濟(jì)規(guī)模和人口數(shù)量等；α是待估參數(shù)；μijt為貿(mào)易非效率項(xiàng)，表示沒(méi)有計(jì)入方程的阻力因素；νijt與μijt之間相互獨(dú)立；νijt-μijt為復(fù)合的誤差項(xiàng)。

在隨機(jī)前沿引力模型中，兩國(guó)的貿(mào)易潛力表達(dá)式的一般形式為：

出口效率TE用貿(mào)易實(shí)際值和貿(mào)易潛力值的比值來(lái)表示，即：

μ=0時(shí)，TE=1，此時(shí)貿(mào)易效率達(dá)到前沿水平；μ>0時(shí)，TE<1則存在非效率因素。此時(shí)需要構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，基本形式如下：

μijt=Zijtβ+εijt

式中：Zijt為影響貿(mào)易無(wú)效率項(xiàng)的因素，β為待估算系數(shù)，εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

早期的隨機(jī)前沿模型是時(shí)不變的模型，但由于面板數(shù)據(jù)的特性，忽略時(shí)間因素則不能準(zhǔn)確估算出時(shí)變的貿(mào)易非效率項(xiàng)。對(duì)此Battes和Coelli(1995)[14]提出時(shí)變模型：

μijt={e[-η(t-T)]}μij

μij服從截尾正態(tài)分布；η是參數(shù)，表示非效率項(xiàng)與時(shí)間變動(dòng)的關(guān)系。為驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將時(shí)不變和時(shí)變結(jié)果進(jìn)行對(duì)比。

2.2 實(shí)證模型設(shè)定

本文將隨機(jī)前沿分析與引力模型結(jié)合，構(gòu)建模型如下：

ln EXijt=α0+α1ln GDPit+α2ln GDPjt+

α3ln POPit+α4ln POPjt+α5ln IIT+

α6ln DISTijt+α7Border+νijt-μijt

在此基礎(chǔ)上建立貿(mào)易非效率模型，模型設(shè)置如下：

μijt=β0+β1TFjt+β2ln OFDIijt+β2ln FTAijt+εijt

表1 經(jīng)濟(jì)變量的解釋

2.3 樣本及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2005-2019年間中國(guó)與16個(gè)國(guó)家(地區(qū))貿(mào)易和投資的數(shù)據(jù)作為樣本。16個(gè)國(guó)家和地區(qū)為德國(guó)、俄羅斯、哈薩克斯坦、巴基斯坦、新加坡、越南、中國(guó)香港、中國(guó)澳門(mén)、韓國(guó)、日本、泰國(guó)、馬來(lái)西亞、美國(guó)、澳大利亞、阿爾及利亞、贊比亞。由于以上國(guó)家和地區(qū)是中國(guó)OFDI流入地和國(guó)際貿(mào)易進(jìn)口地，2020年我國(guó)對(duì)這16個(gè)國(guó)家和地區(qū)的OFDI存量占總量的66.1%，出口額占總額的57.3%，同時(shí)這些國(guó)家包括了發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))、發(fā)展中國(guó)家，地理位置分布各洲，因此據(jù)有代表性。

樣本數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)及16國(guó)(地區(qū))的GDP、人口數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)，人均GDP差額也由此計(jì)算而得；兩國(guó)(地區(qū))之間的地理距離和是否接壤數(shù)據(jù)來(lái)源于法國(guó)前景研究與國(guó)際中心；中國(guó)對(duì)16國(guó)(地區(qū))的OFDI(本文使用中國(guó)OFDI存量)來(lái)自2005—2020年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》；自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)從世界區(qū)域貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)庫(kù)獲取得知；貿(mào)易自由度來(lái)源于The Fraser Institute公布2005—2019年全球經(jīng)濟(jì)自由度，所在區(qū)間設(shè)置為[1，10]，數(shù)值越高表示貿(mào)易越自由。

2.4 模型檢驗(yàn)和估計(jì)

將上述數(shù)據(jù)整理成面板數(shù)據(jù)，并以2005-2019中國(guó)對(duì)16國(guó)(地區(qū))的出口額為基礎(chǔ)，將部分?jǐn)?shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理，運(yùn)用frontier4.1軟件首先對(duì)模型的適用性進(jìn)行檢驗(yàn)，考慮是否引入時(shí)變因素和貿(mào)易非效率因素，然后對(duì)OFDI和出口效率進(jìn)行隨機(jī)前沿分析。

2.4.1模型適用性檢驗(yàn)：LR檢驗(yàn)(似然比檢驗(yàn))第一步檢驗(yàn)非效率項(xiàng)存在與否，第二步驗(yàn)證非效率項(xiàng)是不是隨時(shí)間變化而變化的。結(jié)果顯示：“無(wú)非效率”的似然比統(tǒng)計(jì)量為500.72，遠(yuǎn)大于10.25，拒絕原假設(shè)則貿(mào)易非效率項(xiàng)存在；“貿(mào)易非效率項(xiàng)不隨時(shí)間變化”的似然比統(tǒng)計(jì)量為91.20，大于8.27，拒絕原假設(shè)則模型估計(jì)要考慮時(shí)變因素(表2)。

表2 模型檢驗(yàn)結(jié)果

2.4.2時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型分析在以上結(jié)果的前提下，對(duì)相關(guān)變量回歸，得到各解釋變量的相關(guān)系數(shù)和t值，將時(shí)不變與時(shí)變模型的回歸結(jié)果對(duì)比(表3)。結(jié)果顯示：1)ln GDP_chn、ln GDP_others的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明外國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長(zhǎng)會(huì)擴(kuò)大對(duì)我國(guó)產(chǎn)品的需求，相較而言，中國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模因素對(duì)出口的影響要小于進(jìn)口國(guó)，說(shuō)明進(jìn)口國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模是促進(jìn)我國(guó)出口的重要因素。2)ln POP_chn的系數(shù)為正且在1%水平下顯著，表明中國(guó)人口規(guī)模越大對(duì)出口產(chǎn)品的供給能力越強(qiáng)，在很大程度上促進(jìn)了出口。但ln POP_others的系數(shù)在1%的顯著水平下為負(fù)，可能是因?yàn)檫M(jìn)口國(guó)人口規(guī)模增長(zhǎng)會(huì)稀釋人均收入水平，減少進(jìn)口，人口規(guī)模對(duì)貿(mào)易的影響現(xiàn)在還沒(méi)有確定的結(jié)論，可能是正向的，也可能是負(fù)向的(Deardroff[15]，1995)。3)ln dist的系數(shù)為負(fù)且在1%水平下顯著，表明地理距離的遠(yuǎn)近直接影響到交易成本從而阻礙國(guó)際貿(mào)易。4)ln iit的回歸結(jié)果不太顯著，但系數(shù)為正且與預(yù)期一致，說(shuō)明人均GDP差額并不是影響出口的主要因素。5)border系數(shù)為正，且在1%水平下顯著，得出擁有共同邊界可以減少溝通成本和運(yùn)輸成本。6)γ值在1%水平下顯著且均接近于1，說(shuō)明非效率項(xiàng)是貿(mào)易實(shí)際值和潛力值存在差距的重要因素；時(shí)變系數(shù)η顯著不為0，進(jìn)一步體現(xiàn)考慮貿(mào)易以上提出的非效率因素的重要性。

表3 時(shí)變模型和非時(shí)變模型回歸結(jié)果

2.4.3貿(mào)易非效率模型的假設(shè)檢驗(yàn)和實(shí)證結(jié)果本文基于“一步法”構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，測(cè)算出隨機(jī)前沿模型和影響出口的非效率因素的回歸系數(shù)和t值(表4)。

表4 “一步法”實(shí)證結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果顯示，對(duì)出口貿(mào)易具有負(fù)向作用是中國(guó)人口規(guī)模、地理距離、人均GDP差距，其中除border不顯著外，其他變量分別在1%、5%、10%的顯著性水平通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明中國(guó)人口規(guī)模增長(zhǎng)有利于拉動(dòng)內(nèi)需。當(dāng)內(nèi)需增速超過(guò)產(chǎn)量增速表現(xiàn)為減少出口，因此中國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題可以從人口因素上入手；地理距離增加了交易成本和運(yùn)輸成本，收入差距過(guò)大需求偏好不同，從而阻礙兩國(guó)貿(mào)易。對(duì)出口貿(mào)易具有正向作用的是中國(guó)和進(jìn)口國(guó)(地區(qū))的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、進(jìn)口國(guó)(地區(qū))人口，其中進(jìn)口國(guó)(地區(qū))GDP在1%的水平顯著為正，符號(hào)與預(yù)期一致，說(shuō)明進(jìn)口國(guó)GDP增長(zhǎng)能促進(jìn)出口。非效率模型中的tariff、ln ofdi、fta系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明三者與貿(mào)易非效率項(xiàng)均是負(fù)相關(guān)，即抵消貿(mào)易非效率項(xiàng)的影響，從而促進(jìn)出口效率提升。這是因?yàn)樽杂少Q(mào)易協(xié)定的實(shí)施有助于消除貿(mào)易壁壘，使出口效率提升0.7152%。而OFDI每增加1%會(huì)提升出口效率0.3679%，進(jìn)一步說(shuō)明OFDI對(duì)貿(mào)易產(chǎn)生了創(chuàng)造效應(yīng)，而不是替代效應(yīng)，即中國(guó)OFDI能增加出口效率。Tariff系數(shù)為0.1259，說(shuō)明貿(mào)易自由化有利于減少貿(mào)易阻力，應(yīng)降低關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展。

2.5 出口效率測(cè)算

根據(jù)出口效率的定義及前文參數(shù)設(shè)定結(jié)果，可以測(cè)算出16國(guó)(地區(qū))2005-2019年的出口效率并求得其平均效率，與對(duì)外直接投資存量均值進(jìn)行比較(圖3)。總體來(lái)看，2005-2019年出口效率從0.0325上升至0.1542呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，說(shuō)明我國(guó)貿(mào)易條件得到改善，同時(shí)OFDI存量歷年走勢(shì)和出口效率趨勢(shì)大體一致，說(shuō)明中國(guó)OFDI與出口效率具有一定的正向關(guān)系。結(jié)合上述實(shí)證結(jié)果基本可以證實(shí)，中國(guó)OFDI與出口存在互補(bǔ)關(guān)系。

圖3 2005—2019年中國(guó)OFDI存量和出口效率

3 結(jié)論

本文基于2005-2019年我國(guó)對(duì)16個(gè)國(guó)家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)前沿引力模型分析OFDI對(duì)我國(guó)出口效率的影響。

1)在包含時(shí)變因素的模型中，兩國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)規(guī)模、中國(guó)人口規(guī)模、兩國(guó)(地區(qū))人均GDP差距能推動(dòng)我國(guó)出口貿(mào)易的發(fā)展，其中兩國(guó)(地區(qū))經(jīng)濟(jì)規(guī)模和我國(guó)人口有顯著影響，進(jìn)口國(guó)(地區(qū))人口規(guī)模和地理距離均顯著抑制出口，人均GDP差額未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此對(duì)出口效率的影響不顯著。

2)在貿(mào)易非效率模型中，貿(mào)易自由度、自由貿(mào)易協(xié)定安排和對(duì)外直接投資均對(duì)出口效率的促進(jìn)作用顯著，OFDI每提高1%會(huì)提升出口效率0.3891%，自貿(mào)協(xié)定安排對(duì)出口效率的促進(jìn)作用最強(qiáng)。

3)OFDI和出口效率的變動(dòng)趨勢(shì)顯示，我國(guó)OFDI存量和出口效率的走勢(shì)基本一致，兩者可能存在正相關(guān)關(guān)系。但我國(guó)的出口效率仍然處于較低水平，換言之，我國(guó)出口貿(mào)易存在較大發(fā)展?jié)摿Α?/p>

據(jù)此，本文提出以下建議：一是促進(jìn)OFDI和對(duì)外貿(mào)易的協(xié)同發(fā)展，盡力營(yíng)造良好的貿(mào)易投資環(huán)境，保持對(duì)外直接投資規(guī)模的增長(zhǎng)速度，在當(dāng)前貿(mào)易摩擦頻繁、外部需求不足的背景下，政府更應(yīng)鼓勵(lì)、引導(dǎo)企業(yè)“走出去”，通過(guò)獲取先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，提升產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展；二是自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)出口的促進(jìn)效應(yīng)明顯，應(yīng)繼續(xù)深入推進(jìn)推進(jìn)RCEP、CPTPP談判，為亞太自貿(mào)區(qū)的建成打下基礎(chǔ)，降低關(guān)稅水平及技術(shù)貿(mào)易壁壘，提升貿(mào)易便利化水平和貿(mào)易效率。