中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究

唐禮智，章志華

（廈門大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，福建 廈門 361005)

0 引言

據(jù)最新數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2014年中國對外直接投資額達(dá)1029億美元，首次突破千億美元，同比增長14.1%，繼續(xù)保持世界第三位；對外投資額與吸收外資額相比僅差160多億美元，成為凈對外投資國已指日可待。與此同時，據(jù)海關(guān)統(tǒng)計，2014年我國進(jìn)出口總值26.43萬億元，同比增長2.3%，增速明顯高于全球的平均增速，第一貨物貿(mào)易大國地位進(jìn)一步鞏固。鑒于國際直接投資與國際貿(mào)易在我國經(jīng)濟發(fā)展中的突出表現(xiàn)和重要作用，國際投資與國際貿(mào)易的相互關(guān)系無疑成為理論研究的熱點之一。

綜觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)，明顯存在兩點不足：一是在研究對象上，大多局限于單個國家以及國別比較層面，缺乏來自于省級層面的分析；二是在研究方法上，大多沒有考慮到母國對外貿(mào)易可能存在地區(qū)關(guān)聯(lián)性的事實（魏浩，王宸，2011），導(dǎo)致對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的實證研究長期局限于自變量選擇的變化或增減。針對上述研究不足，本文力圖采用中國的省級面板數(shù)據(jù)，引入空間計量模型，揭示在對外貿(mào)易存在空間相關(guān)性前提條件下對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)問題。

1 模型與數(shù)據(jù)

1.1 模型設(shè)定

空間計量經(jīng)濟學(xué)的基本思想是將機構(gòu)或地區(qū)間的影響引入模型，通過一個空間權(quán)重矩陣對基本線性回歸模型進(jìn)行修正，也就是用計量技術(shù)處理空間里的經(jīng)濟單元的交互性，空間因素已經(jīng)成為自然或者經(jīng)濟研究的一個性質(zhì)（Lee and Yu，2010）。一般將空間面板數(shù)據(jù)模型分為三種，即針對隨機誤差項滯后項空間自相關(guān)性的空間誤差模型（SEM）、針對因變量滯后項空間自相關(guān)性的空間自回歸模型（SAR）、針對自變量和因變量滯后項同時空間自相關(guān)性的空間杜賓面板數(shù)據(jù)模型（SDM）。與此同時，面板數(shù)據(jù)模型分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，目前大多數(shù)的實證分析傾向于固定效應(yīng)，如Lee and Yu（2014）認(rèn)為通常情況下固定效應(yīng)比隨機效應(yīng)更為穩(wěn)健。在實際數(shù)據(jù)分析中，如果個體差異是固定不變的，則采取固定效應(yīng)模型；如果樣本的個體差異是隨機的，則可以使用隨機效應(yīng)模型。由于本文的研究對象是中國30個省份，其個體間差異相對固定不變，因此選擇空間固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析。

考慮到固定效應(yīng)面板模型又可分為空間固定、時間固定和空間時間雙固定三種類型，本文分別構(gòu)建了空間固定效應(yīng)SEM模型、時間固定效應(yīng)SEM模型和空間時間雙固定SEM模型；空間固定效應(yīng)SAR模型、時間固定效應(yīng)SAR模型和空間時間雙固定SAR模型；空間固定效應(yīng)SDM模型、時間固定效應(yīng)SDM模型和空間時間雙固定SDM模型等9個模型，進(jìn)行對比分析。

1.2 變量選擇

被解釋變量為進(jìn)出口貿(mào)易總額（TRADE）。各省份進(jìn)出口貿(mào)易總額用各年平均貨幣匯率換算成人民幣，然后進(jìn)行平減，得到以1978年為基期的不變價。

解釋變量為對外直接投資額（OFDI）。將各省份對外直接投資額用各年平均貨幣匯率換算成人民幣，然后進(jìn)行平減，得到以1978年為基期的不變價。

控制性變量分別選擇人均GDP（PGDP）、平均教育年限（EDU）、專利申請受理數(shù)（IN）、公路里程占全國比重（ROAD）、外商直接投資占GDP的比重(OPEN)。其中人均GDP代表各省份的經(jīng)濟發(fā)展水平，平均教育年限代表當(dāng)?shù)氐娜肆Y本水平，專利申請受理數(shù)代表當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)進(jìn)步，公路里程占全國比重代表當(dāng)?shù)氐慕煌ㄔO(shè)施水平，外商直接投資占GDP的比重代表當(dāng)?shù)氐膶ν忾_放程度。

為減少異方差存在，對TRADE、OFDI、PGDP、EDU、IN取對數(shù)進(jìn)行回歸分析。

1.3 數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇2003～2013年中國30省份（除西藏外）的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《對外直接投資統(tǒng)計公報》。

2 實證分析

2.1 空間相關(guān)性檢驗

運用空間計量模型之前首先進(jìn)行空間相關(guān)性判斷。所謂空間相關(guān)性，是指一個地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟地理現(xiàn)象或?qū)傩耘c鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩允窍嚓P(guān)的。檢驗空間自相關(guān)性的指標(biāo)很多，但大多使用Moran'I指數(shù)。在Moran'I指數(shù)的計算中，涉及到定義空間對象相互鄰接關(guān)系的空間權(quán)重矩陣。空間權(quán)重矩陣的選擇通常有基于鄰接性和基于距離兩種。由于本文的數(shù)據(jù)來源于我國不含西藏的30個省份，相互之間基本都有共同的邊界，因此本文采用簡單的二進(jìn)制鄰接方法構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。特別指出的是，由于海南省是一個島嶼，陸地上沒有直接接壤的省份，在數(shù)據(jù)處理時定義其與廣西、廣東相鄰。另外，Moran'I的取值范圍為[-1，1]，大于0，表示正的空間相關(guān)性，表明具有相似的屬性集聚在一起；小于0，表示負(fù)的空間相關(guān)性，表明具有不同的屬性集聚在一起；等于0，則表示不存在空間相關(guān)性。

利用Matlab7.0軟件計算的結(jié)果顯示，2003～2013年中國30個省份對外貿(mào)易的空間自相關(guān)系數(shù)均通過了顯著性檢驗，且Moran'I指數(shù)均是正的（如圖1），存在正的空間相關(guān)性，表明適合選擇空間計量模型進(jìn)行分析。

由圖1可知，我國對外貿(mào)易的空間分布并不是完全的隨機分布，而是呈現(xiàn)出空間集聚狀態(tài)，即對外貿(mào)易額高的地區(qū)傾向于和對外貿(mào)易額高的地區(qū)集聚，對外貿(mào)易額低的地區(qū)傾向于和對外貿(mào)易額低的地區(qū)集聚，具有典型的“馬太效應(yīng)”。對外貿(mào)易的空間集聚程度從2003年之后開始趨于相對穩(wěn)定的狀態(tài)，Moran'I指數(shù)值在0.35上下徘徊，數(shù)值較小。可能原因在于，我國地區(qū)間對外貿(mào)易水平差距較大，長期以來高度集中于東部地區(qū)，導(dǎo)致東部、中部、西部之間對外貿(mào)易空間關(guān)聯(lián)性不強。

2.2 空間面板模型的回歸結(jié)果

本文采用Matlab7.0軟件，分別對SEM模型、SAR模型、SDM模型3類9個模型進(jìn)行計量分析，結(jié)果見表1、表2。

表1 SEM模型和SAR模型的計量結(jié)果

表2 SDM模型的計量結(jié)果

由表1、表2可知，從空間自相關(guān)系數(shù)ρ和擬合優(yōu)度R2來看，9個模型的設(shè)定都是合理的，而且效果也不錯。其中SDM的R2無論是空間固定、時間固定以及空間與時間雙固定效應(yīng)都要比空間誤差SEM模型與空間自回歸SAR模型更大.即杜賓模型空間相關(guān)效應(yīng)更明顯。表明一個地區(qū)對外貿(mào)易不僅受到本地區(qū)因素的影響，而且還受到其他地區(qū)的對外貿(mào)易和同類因素的影響。進(jìn)一步地，SDM模型、SAR模型和SEM模型的空間固定效應(yīng)的擬合優(yōu)度值R2值均大于相應(yīng)的時間固定效應(yīng)與雙固定效應(yīng)，表明模型中未觀測效應(yīng)主要是由空間上的固定效應(yīng)引起的。其原因可能在于：一方面，由于本文所選取的面板數(shù)據(jù)是短面板，往往會導(dǎo)致不同截面?zhèn)€體的空間效應(yīng)比時間效應(yīng)顯著；另一方面，我國不同省份之間對外貿(mào)易額差距較大，地區(qū)差異效應(yīng)明顯高于由時間變化引發(fā)的差異效應(yīng)。

具體到解釋變量OFDI，所有9個模型回歸系數(shù)均為正，并且都通過了1%的顯著性水平檢驗，表明我國各省份對外直接投資促進(jìn)了其對外貿(mào)易的發(fā)展。可能的原因是：一方面，對外直接投資可以帶動我國過剩產(chǎn)能的輸出，同時境外分公司在當(dāng)?shù)氐纳a(chǎn)也促進(jìn)了我國中間投入品的出口；另一方面，鼓勵開展資源導(dǎo)向型的對外直接投資，可以獲取我國急需的資源，礦產(chǎn)、原材料，由此引發(fā)我國進(jìn)口的增加。不過，再從系數(shù)值來看，外直接投資對國際貿(mào)易的影響還比較小。

至于控制性變量，LNIN、OPEN這2個解釋變量在9個模型中均通過顯著性水平為1%的檢驗，并且其符號為正，說明技術(shù)進(jìn)步提升和對外開放程度擴大將促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。LNEDU在SAR模型和SEM模型中均通過了顯著性水平為1%的檢驗，但是空間自相關(guān)系數(shù)為負(fù)，可能是由于目前我國出口商品的大部分是低技術(shù)含量、低附加值的勞動密集型產(chǎn)品和消耗資源較多的加工產(chǎn)品，使得人力資本對國際貿(mào)易的促進(jìn)作用無法凸顯。LNPGDP在SAR模型和SEM模型均通過了顯著性水平為1%的檢驗，在某種程度上表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平也是促進(jìn)對外貿(mào)易發(fā)展的關(guān)鍵性因素。各省份公路里程數(shù)占全國總里程數(shù)的比值在大多數(shù)模型中通過了顯著性水平檢驗，盡管在不同的模型中所表現(xiàn)出的符號方向不一致，但其影響程度是比較微弱的。

3 結(jié)論

本文針對在理論界存在多年的對外直接投資與對外貿(mào)易是替代還是互補之爭，采用2003～2013年中國省際面板數(shù)據(jù)，基于對外貿(mào)易存在空間相關(guān)性前提下開展對外直接投資貿(mào)易效應(yīng)的實證研究。實證結(jié)果表明：

（1）我國對外貿(mào)易存在空間相關(guān)性。Moran'I指數(shù)均為正值，顯示我國對外貿(mào)易在省域?qū)用嫔铣尸F(xiàn)空間集聚狀態(tài)，而在隨后引入的SDM模型、SAR模型與SEM模型的實證結(jié)果中，SDM模型的空間效應(yīng)表現(xiàn)最顯著，進(jìn)一步說明被解釋變量進(jìn)出口貿(mào)易總額的滯后項與隨機誤差項都和自變量存在空間相關(guān)性。

（2）中國對外直接投資會促進(jìn)對外貿(mào)易發(fā)展，但是影響效果不明顯，對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)還沒有充分發(fā)揮出來。但是，隨著國家“一帶一路”戰(zhàn)略的全面鋪開，更多的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和過剩產(chǎn)能將向沿線國家轉(zhuǎn)移，對外直接投資和對外貿(mào)易互動發(fā)展的態(tài)勢將日趨明顯。在其他影響因素方面，技術(shù)進(jìn)步提升和對外開放程度擴大都顯著促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和人力資本對國際貿(mào)易的促進(jìn)作用目前仍無法凸顯，而交通基礎(chǔ)設(shè)施對國際貿(mào)易的發(fā)展影響并不顯著。

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