中國企業投資非洲的貿易效應實證研究

○楊林燕

（廈門海洋職業技術學院 福建廈門 361012）

中國企業投資非洲的貿易效應實證研究

○楊林燕

（廈門海洋職業技術學院 福建廈門 361012）

本文借鑒引力空間模型，利用2003—2009年我國對非洲主要的十個國家的直接投資統計數據，采用面板數據（Panel Data）變系數模型，對中國對非洲主要國家直接投資的貿易效應進行實證分析。分析結果表明，我國對非洲主要國家的投資具有正的效應，也就是說，中國企業對非洲國家的投資其實并沒有替代兩國之間的貿易，而是促進了雙邊貿易的進一步發展。

投資非洲 貿易效應 實證分析 面板數據模型

一、引言

隨著中非投資與合作的深化和加強，非洲作為一塊投資熱土，吸引了國內資本的密切關注。國內學者對投資非洲的研究逐步重視，并且形成了一些不同角度的研究成果。但是，以往關于貿易和投資關系的實證研究主要是從中國對外投資的總體來建模，而且很少有關于中國對非洲直接投資方面的實證分析，幾乎沒有涉及到具體的國家和地區。這些研究更多地是從理論層面進行一般性和闡釋性的研究，缺乏實證研究成果。因此，筆者嘗試利用2003—2009年我國對非洲主要的十個國家的直接投資統計數據，采用面板數據（Panel Data）變系數模型，分析我國對非洲主要國家的直接投資與進出口貿易額之間的關系。

二、模型的設定和建立

1、變量的選取和數據來源

本文主要利用面板數據分析中國投資非洲國家對我國與非洲國家貿易的影響，重點考察兩者的關系，而不是對中國與非洲貿易的所有影響因素都進行實證分析。因此，選取的被解釋變量是中國與非洲主要國家的進出口金額，解釋變量包括中國對其直接投資流量額和非洲各主要國家的人均國民總收入。目前與中國有密切經貿往來的非洲國家不是很多，本文選取了近年來與中國貿易進出口關系最密切的前十個國家，時間范圍是2003—2009年的七年短期數據，因此適合采用面板數據分析模型，而且采用面板數據還可以避免自相關問題，較多的數據保證有一個更大的自由度，使模型更有說服力。

中國對主要非洲國家的投資額OFDI（2003—2009年）的數據來源于《中國對外直接投資統計公報2008》和中國商務部網站，中國與非洲國家進口（IM）和出口（EX）貿易額的數據主要來自《中國對外經濟貿易年鑒2009》，非洲各主要國家的人均國民總收入（GNI）來自《國際統計年鑒2009》和世界銀行數據庫。

2、模型的設定

PanelData模型分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型、含有個體影響的變系數模型。

無個體影響的不變系數模型的單方程回歸形式可以寫成：

變截距模型的單方程回歸形式可以寫成：

變系數模型的單方程回歸形式可以寫成：

為了避免模型設定的偏差，改進參數估計的有效性，首先進行協方差分析檢驗，主要檢驗以下兩個假設：

如果接受假設H2，則可以認為樣本數據符合模型（1），為不變系數模型，無需進一步檢驗。如果拒絕假設H2，則需檢驗假設H1。如果接受假設H1，則認為樣本數據符合模型（2），反之，則認為樣本數據符合模型（3），為變系數模型。

考慮到國家間貿易額與投資額的較大差異，為了使結果比較穩定，模型中變量均采用美元作為計價貨幣，同時考慮到時間因素的影響，對面板數據進行對數處理，保證數據的平穩性。據此，建立如下的出口效應模型和進口效應變系數模型：

其中，i=1，2，3，……，10，表示十個國家；t=2003，2004，……，2009，共七年。

經過協方差分析檢驗，由F統計量值可知拒絕假設H1和H2，因此該模型適用變系數的形式。

三、實證分析

本文重點分析中國對非洲主要國家直接投資與貿易的關系。國家間地理差異、環境資源差異、文化差異及政治因素等不同，會存在所謂的橫截面異方差，用最小二乘法（OLS）來估計模型，可能導致結果失真。因此，在模型估計中，采用同時對截面單元異方差性和同期相關性進行修正的廣義最小二乘法（GLS），運用EViews6.0軟件來估計回歸方程。

1、分析步驟

第一步，先進行模型設定形式的設定檢驗，采用廣泛使用的協方差檢驗確定適用變截距模型的形式。Hausman與Taylor（1981）通過允許一部分回歸變量與個體的差異性之間存在著相關關系的方式，運用Hausman類的統計量對是否存在隨機效應進行了檢驗。

第二步，采用Hausman（1978）檢驗方法來判斷上述設定和建立的進出口模型適用固定效應模型還是隨機效應模型，哪一個會更有效，檢驗的結果，見表1、表2。

表1 進口模型Hausman檢驗結果

表2 出口模型Hausman檢驗結果

從Hausman檢驗的結果可以看出，適用于隨機效應模型的原假設以0.0001的顯著性被拒絕了，因此進出口模型都適用于固定效應模型。

第三步，確定應該用一元還是二元的固定效應變系數模型。很顯然，因為解釋變量有兩個，一個是中國對非洲國家的直接投資額OFDI，另一個是非洲國家人均總國民收入，所以應該采用二元的固定效應變系數模型進行分析。

表3 投資的出口和進口貿易效應實證結果（分國家）

2、實證結果及其分析

利用EViews6.0軟件，采用廣義最小二乘法GLS進行回歸，結果，見表3。

在面板數據模型中，判斷模型的擬合度是否良好主要是看t檢驗值和P值，t值偏大，P值在0.05以下，其參數估計的置信度就較高；若t值偏小，而P值偏大，那么解釋變量不顯著。

根據上面的回歸結果，可以看出該模型的回歸擬合效果是較好的，無論是出口還是進口的貿易效應都通過了5%的顯著性水平檢驗。從回歸結果中顯示的回歸系數值可以看出，一方面，中國對這十個國家的直接投資對出口和進口貿易的效應是正的，這說明我國對非洲主要國家的投資并沒有使進出口貿易額顯著下滑，也就是說，中國企業對非洲國家的投資其實并沒有替代兩國之間的貿易，而是促進了雙邊貿易的進一步發展。以埃及為例，中國對埃及直接投資額OFDI每增加或減少一個百分點，出口貿易EX將增加或減少0.5518個百分點，而進口貿易IM將增加或減少0.3927個百分點。另一方面，各系數值不同，說明投資的貿易效應存在明顯的國別差異。OFDI對出口的貿易效應最高的國家為赤道幾內亞（0.8405）、埃及（0.5518）、安哥拉（0.2113）和阿爾及利亞（0.2101）；效應較低的是蘇丹（0.0576）和尼日利亞（0.0773）。OFDI對進口的貿易效應較高的國家是赤道幾內亞（0.6267）、摩洛哥（0.5135）和阿爾及利亞（0.4358）；效應較低的是剛果（金）（0.1632）和蘇丹（0.1092）。

此外，回歸系數的值都比較小，不管是在出口效應模型還是在進口效應模型中，投資對貿易效應的影響還不是特別顯著。一個很可能的原因是中國目前對非洲國家的直接投資還處于初始階段，很多投資項目剛開始建設，特別是一些大型的項目，投資周期比較長，對雙方進出口貿易往來的增長拉動作用還沒有完全充分地顯現出來。

通過對數據的進一步分析可以發現，投資對貿易效應較高的國家，不僅投資規模較大，其自然資源也相對豐富。例如，吸收我國企業投資規模排名靠前的埃及、安哥拉等國是非洲自然資源極其豐富的國家。這也從另一個方面解釋了現階段我國企業對非洲的直接投資很大程度上是資源導向型的，這些自然資源豐富的國家吸收了來自我國大量的直接投資。

上述結果清晰地表明了我國目前對非洲主要國家的直接投資對中非雙方經濟與貿易發展的影響是正效應的。仔細分析，其主要原因與中國企業目前對非洲的投資領域或產業分布密不可分。近年來，中國企業對非洲的投資大多集中在第二產業。例如，我國企業對非洲基礎設施建設方面的投資，為中國對非工程承包提供了眾多機會。由于我國對非工程承包包括商品貿易、技術貿易、服務貿易、勞務輸出等眾多領域，這也帶動了我國相關行業的對非貿易。又如，非洲國家資源豐富，會吸引更多的中國企業在當地投資，這一方面可以帶動我國資本品的出口，另一方面又可以使我國增加資源密集型產品的進口。此外，在加工工業領域，中國產業結構要升級，由此需要轉移許多閑置、即將淘汰的設備和生產線，而這些設備對生產率普遍落后的非洲國家來說，卻是很適合的。因此，我國企業也可以通過對非投資，將大量的閑置設備出口到非洲，更快地實現我國產業結構的升級。

[1]杜玲：發展中國家、地區對外直接投資：理論、經驗與趨勢[D].中國社會科學院，2002.

[2]代中強：中國企業對外直接投資動因研究——基于省際面板數據的分析[J].山西財經大學學報，2008（11）.

[3]劉鴻武、王濤：中國私營企業投資非洲現狀與趨勢分析[J].浙江師范大學學報（社會科學版），2008（5）.

[4]莫莎、劉芳：中國對非洲直接投資與貿易的關系研究[J].國際經貿探索，2008（8）.

[5]United Nations Department of Information：Africa Recovery[J]. Vol.17，No.12，June，2005.

（責任編輯：李文斐）

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