中国对外直接投资的出口效应：一个实证分析

[内容提要]近年来我国对外直接投资的增长很快，对于其效应的研究可以更好地发挥对外直接投资在促进中的作用。本文在对相关进行梳理的基础上，运用回归技术对1990--2005年间对外直接投资的出口规模和出口结构效应进行了实证分析。结果表明：对外直接投资不仅促进了出口的增长，还促进了出口结构的优化。此外还得到了中国的出口是适应型的而非主动推进型的，以及出口结构的优化主要得益于自身经济发展的结论，并进而给出相应的政策建议。

　　[关键词]对外直接投资，出口规模，出口结构

　　经济全球化的两重性越来越得到人们的高度重视：一方面，经济资源和生产要素的跨国流动有助于提高生产力；另一方面，经济全球化也是发达国家经济殖民化和南北两极分化加剧的过程。但是，经济全球化是当今世界发展的显著特征和必然趋势，在全球化的大背景下，一个国家离开全球化是不可能的，尤其是作为第三大外贸国，第四大 CDP国的中国，与其被动地、消极地适应全球化，不如理性地、积极地参与全球化。而对外直接投资正是中国参与经济全球化的理性、积极之举，也是“走出去”经济战略的核心内容。

　　国际直接投资有外国直接投资(inward FDI)和对外直接投资(outward FDI)之分，前者研究外资的流入，后者研究外资的流出。无论是从总量还是相对量来看，我国的对外直接投资都要远远落后于外国直接投资，因此理论和实证研究的重点是外国直接投资。但是随着对外开放的不断深化，我国的对外直接投资规模进一步扩大，对外直接投资在经济发展中的作用不断体现，对于对外直接投资的研究也逐渐深入并日益成为国际投资领域的研究热点。而探讨我国对外直接投资的贸易效应，有助于更好地发展我国的对外贸易和对外直接投资。

　　文献回顾和问题的提出

　　国际直接投资和国际贸易是一国融入全球化的主要渠道，也是国际化经营的两种重要模式。国际直接投资与国际贸易的联系极为密切，两者之间的关系自20世纪60年代以来一直是研究和争论的焦点。站在母国的角度来看，对外直接投资的贸易效应主要有替代和互补两种，即对外直接投资可能减少(替代)母国的贸易，也可能增加(互补)母国的贸易。但是正如Helmberger和Schmitz(1970)所指出的那样，对外直接投资和贸易之间究竟是互补还是替代关系其实是一个实证问题而非理论问题。国内外的学者在这一领域进行了广泛深入的实证研究，成果极为丰富。

　　从国外的研究结果来看，主要的结论有三类：一类支持替代关系，一类支持互补关系，还有一类认为结果不确定。

　　在对于中国问题的研究上，关于国际直接投资贸易效应的研究主要侧重于在华的外国直接投资对于我国进出口的影响，在对外直接投资与我国对外贸易关系的实证研究方面，蔡锐和刘泉 (2004)、张如庆(2005)、项本武(2005)[3)、陈石清(2006)等运用我国不同阶段的贸易和投资数据，也进行了一些实证研究。

　　综合国内外的研究成果，我们可以发现，国外的实证研究多以发达国家或地区为研究对象，国内的实证研究尚处于起步阶段，实证研究的结果与国外学者的研究差异很大，这可能是由于中国属于发展中大国，对外直接投资的发展相对较弱，学者们考察的时间跨度也有所不同的缘故，因此，中国对外直接投资的贸易效应还需要作进一步的验证。

　　此外，对外直接投资的贸易效应不仅仅体现在对外直接投资对于进出口规模的影响上，还体现在对外直接投资对于进出口贸易结构的影响上，虽然国外的研究重点是对外直接投资对于进出口规模的影响，但中国是一个发展中的贸易大国，其对外直接投资不仅应当有利于绕开贸易壁垒，寻求原材料供应和改善管理技能，还应当有利于产业结构、贸易结构的优化和国际竞争力的提高，因此，对外直接投资对于进出口贸易结构的影响也需要进行探讨并加以实证的支持。

　　本文将结合我国对外直接投资的发展现状和特点，实证分析对外直接投资对于我国出口贸易额和出口商品结构的影响，以期为我国对外直接投资和对外贸易的发展提供借鉴。

　　我国对外直接投资的出口规模效应

　　1.模型的建立

　　为了实证考察对外直接投资对于我国出口额的影响，采用如下回归模型：

　　lnEX_t=β₀+β₁lnOFDI_t+β₂lnSOFDI_t-1+β₃lnIFEI_t+β₄lnSIFEI_t-1+β₅lnGDP_t+β₆lnWGDP_t+β₇lnWIM_t+μ_t　　(1)

　　其中，EX_t是当年出口额，OFDI_t是当年中国对外直接投资流量，SOFDI_t-1是上年中国对外直接投资存量，IFDIt是当年外商直接投资实际流入额，SIFDI_t-1是上年外商直接投资实际流入存量，GDP_t为当年国内生产总值，WGDP_t为当年世界国内生产总值，WIM_t为当年世界进口额。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估计的参数。β₀是截距项；β₁测度当年出口额对于当年对外直接投资额的弹性大小，β₂测度当年出口额对于当年上年对外直接投资累计额的弹性大小(考虑到时滞效应)，β₁和β₂是说明对外直接投资对于出口是否具有推动效应的关键变量，如果两者之间存在互补关系，β₁或β₂的估计结果应该为正；β₃和β₄测度外商直接投资流入流量和上年存量对于出口的影响；β₅测度的是中国的GDP对于出口的影响；β₆和β₇是在考虑到中国的出口受到世界经济增长和进口需求的基础上，测度世界GDP额和世界进口额对于出口的影响；μ_t是扰动误差项，测度的是其他没有考虑进去的变量扰动。

　　2.数据说明

　　我国外资流出入的数据可以从商务部、国际收支平衡表和联合国贸发会议(UNCTAD)国际投资报告三个渠道获得。在数据采集时发现，1985—2004年度中国国际收支平衡表中资本和项目下对外直接投资差额栏中的数据与UNCTAD国际投资报告中的数据完全一致，因此外资流出入的数据直接采自各年度国际收支平衡表。中国GDP和世界GDP的数据来自于国际货币基金组织(IMF)，世界进口额的数据来自于《国际统计年鉴》，其他数据来源于《中国统计年鉴》或根据年鉴得到。模型回归引用的样本数据的时间跨度是1990--2005年。模型的回归及相关检验全部运用SPSS12.0完成。

　　3.模型的估计

　　对(1)式采用多元线性回归方法进行参数估计时，变量的选取采用了向后剔除法，以排除不能通过显著性检验的变量。通过检验计算，回归中移去了变量lnGDP_t(β₅)和lnWGDP_t(β₆)，最终得到如下结果：

　　lnEX_t=15.878+0.131lnOFDI_t+0.131lnOFDI_t+1.036lnSOFDI_t-1-0.413lnIFDI_t-0.541lnSIFD_t-1+2.058lnWIM_t　　(2)

　　从回归分析报告(见表1)来看，模型拟合情况很好：调整后的及R²为0.993表明lnEX的变动中有99.3%可由自变量解释；相关系数R为 0.998表明因变量和自变量的相关程度为 99.8%；每个回归系数的t值都是显著的；衡量回归方程显著性的9值也是显著的。具体来看，回归结果的经济含义为：

　　(1)β₁=0.131和说明中国对外直接投资流量与出口之间存在互补关系，对外直接投资促进了出口的增长，并且对外直接投资流量增加1%，出口额会增加0.131%；

　　(2)β₂=1.036说明对外直接投资的存量对出口存在推动效应。β₁和β₂的对比还说明了对外直接投资的积累对于出口的促进作用相对更大；

　　(3)β₃和β₄的值为负表明1990--2005年间我国外资的引进非但没有起到显著的促进出口的作用，反而对于出口是一种阻碍；

　　(4)β₇=2.058说明世界的进口需求对于中国的出口起到了重要作用；

　　(5)β₁、β₂和β₇的估计结果说明尽管对外直接投资和世界的进口需求都促进了中国的出口增长，但是相比较而言，世界的进口需求对于出口的推动作用更大。

　　我国对外直接投资的出口结构效应

　　1.模型的建立

　　对于出口结构的衡量有很多指标，考虑到出口商品应当向高技术、高附加值的方向优化，因此，本文以机电产品在出口额当中所占比重来衡量出口结构的优化，并且建立如下回归模型：

　　InES_t=β₀+β₁lnOFDI_t+β₂lnSOFDI_t-1+β₃lnIFDI_t+β₄lnSIFDI_t-1+β₅lnGDP_t+β₆lnWGDP_t+β₇lnWIM_t+μ_t　　(3)

　　其中，ES_t是机电产品出口占当年出口总额的比重(export structure)。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇是待估计的参数。β₀是截距项；β₁、β₂、β₃、β₄、β₅、β₆、β₇分别测度当年对外直接投资额、上年对外直接投资存量、当年实际引进外资额、上年实际引进外资累计额、国内增长、世界经济增长和世界进口需求对于我国出口结构的影响。μt是扰动误差项，测度的是其他没有考虑进去的变量扰动。

　　回归分析中，ES的数据来源于《统计年鉴》，其他数据的来源同前。样本数据的时间跨度同样为1990—2005年。

　　2.模型的估计

　　运用SPSS12.0采用同样的回归方法，发现中国对外直接投资流量、外资流入、世界GDP和世界进口额都不能通过检验(见表2)，因此回归中移去了变量lnOFDI_t(β₁)、lnIFDI_t(β₃)、lnSIFDI_t-1(β₄)、lnWGDP_t(β₆)和lnWIM_t(β₇)，最终得到如下结果：

　　lnES_t=-6.243+0.1211nSOFDI_t-1+0.498lnGDP_t　　(4)

　　从回归分析报告(见表2)来看，模型拟合情况很好：调整后的R²为0.986表明lnES的变动中有98.6%可由自变量解释；相关系数R为0.994表明因变量和自变量的相关程度为 99.4%；每个回归系数的t值都是显著的；衡量回归方程显著性的F值也是显著的。具体来看，回归结果的经济含义为：

　　(1)β₂=0.121说明中国对外直接投资的上年存量与出口结构优化之间存在正相关的关系，对外直接投资促进了出口结构的优化；

　　(2)β₅=0.498说明中国自身的经济增长有利于出口结构的优化；

　　(3)β₂和β₅的估计结果对比说明对外直接投资和国内经济都促进了中国的出口结构优化，并且国内经济发展对于出口结构优化的作用更大。 

　　结论与政策建议

　　从以上的分析中我们可以得到以下两点结论：

　　第一，1990--2005年间中国的对外直接投资与贸易之间存在互补效应，也就是说对外直接投资促进了出口。这一结论与国内学者项本武(2005)的研究一致。从模型的估计参数中还可以看出，外资的流入并没有能够起到显著的促进出口的作用，而我国出口的增长主要得益于世界进口需求的增长。这一方面能够说明我国的出口产品能够适应国际市场的需求，但另一方面也说明我国的出口是适应型的而非主动推进型的。

　　第二，国际利益的分配法则表明，一国越处于产业链的后端，它从国际贸易中的获利也越大。我国出口产品结构的两次质变，对经济的发展起着重要的促进作用。但是在结构优化的诸多因素中，人们一直看好的外资流入因素并没有能够起到显著的影响，而起关键作用的是CDP的增长和对外直接投资的积累，即自身的经济发展。这就进一步证明了外来的力量出于自身利益的考虑，不会主动地推进中国的结构优化。改变结构低级化的状态，争取在国际分工中的地位变化、利益变化的关键还是靠自身的力量。

　　虽然无论是从总量上、从相对于GDP，还是从相对于外国直接投资而言，中国的对外直接投资都尚处于起步阶段，但中国对外直接投资的发展速度之快已经受到人们的广泛关注。根据国际收支平衡表的统计数据，2005年中国的对外直接投资额达到了113.06亿美元，是2004年的6.26倍，几乎等于前五年对外投资的总额。随着国家“走出去”战略的进一步实施，我国对外直接投资将会迅猛发展。诚然，对外直接投资应当以为主体，但如何更好地“走出去”，则需要政府加以适当的指导。鉴于上述分析结论，本文提出三点政策建议如下：

　　首先，从动机来看，对外直接投资有资源导向型、出口导向型、贸易转移型、技术导向型和产业升级导向型之分，而目前我国的对外直接投资多为前三种类型。更好地“走出去”需要政府对于技术导向型和产业升级导向型等逆向型对外直接投资的引导，鼓励企业在科技资源密集的国家和地区建立研发中心和研发型企业，鼓励服务业等的对外直接投资，以主动获取技术，推进贸易结构和产业结构的优化升级，促进中国经济的可持续发展。

　　其次，任何事物都具有两面性，对外直接投资也是如此。在“快与好”的问题上，应当是“又好又快”而非“又快又好”地发展对外直接投资。“走出去”只是国家在全球化背景下的一种发展战略，但根本的还是要立足自我，因此，政府应当在鼓励自主创新的基础上，适当地推进对外直接投资的发展，以便有效利用国际国内两个市场、两种资源，充分地发挥对外直接投资促进出口、优化结构、增加就业，乃至促进技术创新的作用。

　　最后，本文的实证分析结果表明外国直接投资对于出口规模和出口结构都没有起到应有的作用，这就说明引进外资的效应没有得到很好的发挥。中国的经济发展不可能离开全球化的大环境独自进行，在更好地“走出去”的同时，同样重要的是更好地“引进来”的问题。这就要求政府在利用外资战略上的相应调整，有选择地引起外资，而不只是机械地、被动地承接国际产业的转移大潮，使外资真正服务于国内经济的发展。