中國出口的國內增加值的規模和結構的影響因素——基于投資與貿易伙伴特征視角的分析

丁一兵，張弘媛

(吉林大學 經濟學院，吉林 長春 130012)

一、引言及文獻評述

改革開放以來，特別是加入WTO后，中國融入全球價值鏈國際分工格局的程度進一步加深。中國出口高速增長，以總量的優勢躋身于貿易大國的行列。然而，在中國對外貿易迅速擴張的背后，其巨大的貿易額和對外貿易的結構性等方面問題不斷顯現。以中國為目標的貿易保護主義不斷抬頭，一些西方發達國家與中國的貿易摩擦不斷加劇甚至升級。實際上，在當今全球價值鏈(Global Value Chains，GVCs)的國際分工體系下，跨國公司在全球范圍內整合生產鏈條，貿易結構日益改變，中間品貿易愈發成為主流趨勢。中國作為國際生產網絡和生產體系下的最終出口平臺，主要利用資源稟賦和人口紅利等要素優勢在加工、組裝環節形成比較優勢[1]。中國對美國等貿易伙伴的出口多數產生于加工貿易，即中國在技術密集型產品的國際生產分工中專注于低端的加工裝配環節，出口中包含有較多的進口中間投入和國外增加值[2]。世貿組織前總干事拉米就曾指出，如果調整統計方法，美國對華貿易逆差數字會減少近一半。OECD和WTO(2011)提出了“增加值貿易”(Trade in Value-added，TiVA)的概念，旨在在當前“碎片化”國際分工模式下，將貿易統計口徑從產品總值縮小到增加值。“增加值貿易”這一概念超越了傳統貿易的概念，把研究視角上升到了圍繞跨國生產建立起來的全球投入產出、供給需求和收益格局這一新層面，可以更加準確地反映各國的真實貿易利得，能夠更好地理解世界經濟貿易不平衡的問題。

跨國公司是對外直接投資和貿易的主要載體。隨著中國經濟的迅猛發展以及“一帶一路”倡議的提出與實施，中國OFDI呈現迅猛增長的態勢，成為對外經濟合作往來和互惠共贏的重要方式。2015年，中國對外直接投資流量達到1 456.7億美元(約占全球的9.9%)，規模僅次于美國，首次位列全球第二位(1)數據來源于《2015年中國對外直接投資統計公報》。。有關OFDI對出口國內增加值的經驗研究大多都從制造業入手，但不同文獻對OFDI的分類角度不同，劉海云、毛海歐(2016)[3]91-108將OFDI對出口增加值的影響分為規模效應和結構效應，認為水平OFDI和垂直OFDI的影響具有差異性。李曉亮(2016)[4]將中國OFDI分為價值鏈上游、價值鏈中游和價值鏈下游三類，分別檢驗了其對中國制造業出口國內增加值的影響。王宣宣(2017)[5]25-40從順梯度OFDI和逆梯度OFDI的角度分析了中國制造業OFDI對出口國內增加值的影響。也有少數學者，如劉小梅(2017)[6]25-38從逆向技術溢出效應、規模經濟效應、貿易創造效應的角度切入，從理論層面分析了OFDI對貿易增加值的影響機制。

但是，僅從以上幾個角度論述OFDI對中國出口國內增加值的影響是遠遠不夠的。首先，本文一方面從雙邊貿易的角度分析了中國對不同類型國家進行OFDI時對出口國內增加值的不同影響，從而有助于在對不同類型國家進行OFDI時制定差異化的政策；另一方面將出口國內增加值按照中間品形式和最終品形式進一步細化，在探究OFDI對中國的出口國內增加值規模的影響的基礎上，進一步探究其對增加值結構的影響。其次，本文在從雙邊貿易角度探究OFDI對中國出口的國內增加值的影響的基礎上，加入了一系列貿易伙伴特征變量。一國貿易伙伴的選擇會對本國的出口貿易規模和結構產生較大的影響。關于貿易伙伴不同特征對出口的影響，傳統文獻多側重于貿易伙伴特征對貿易總量的影響，但是出口增加值卻很少獲得關注。Tinbergin(1962)和Poyhonen(1963)最早在國際貿易領域中應用引力模型，認為雙邊貿易水平與貿易國的國內生產總值成正比。林玲等(2004)[7]、曹宏成(2007)[8]、高金田等(2008)[9]均得出貿易伙伴GDP是影響雙邊貿易的主要因素之一這一結論。盛斌等(2004)[10]引入貿易伙伴人均GDP作為解釋變量研究中國對外貿易流量及出口潛力。倪克勤等(2011)[11]構建國內外可貿易部門和不可貿易部門勞動生產率的計量模型，證明了勞動生產率顯著影響貿易收支。Aderson 和Marcouiller(2002)[12]最先探討了制度和貿易的關系，認為制度能夠對一國的貿易產生重要影響。潘鎮(2006)[13]45-52以153個國家和地區為樣本，實證檢驗了制度距離對于雙邊貿易起阻礙作用。萬倫來等(2014)[14]39-48也進一步驗證了制度距離對中國進出口貿易的阻礙作用。

當前，在中國出口貿易的重心由“總量增長”向“結構升級”轉型的情況下，用出口增加值來研究雙邊貿易越來越成為研究的重點所在，但以上文獻尚未有將貿易伙伴的不同特征完整地與中國的出口國內增加值置于一個整體分析框架下系統地進行實證研究的成果。基于以上背景，本文首先重點分析OFDI和貿易伙伴特征影響中國出口的國內增加值的機制，主要從OFDI的不同動機以及貿易伙伴的GDP、人均GDP、勞動生產率、兩國間制度距離等方面進行解析。其次，選取OFDI和出口貿易伙伴的特征指標并進行度量，比較分析OFDI和貿易伙伴特征對中國出口的國內增加值的規模和結構的影響以及中國與不同類型國家進行貿易時的異質性對中國出口的國內增加值的不同影響。本文采用對外經貿大學全球價值鏈研究院的增加值數據(時間跨度為2000—2014年)，利用面板數據廣義矩估計GMM方法，實證分析了中國對外直接投資和貿易伙伴特征對中國出口的國內增加值的規模和結構的影響，研究如何在雙邊貿易中提高出口國內增加值的規模，改善出口國內增加值結構，為中國今后貿易發展趨勢走向和對外貿易政策制定提供一定的建議，具有較強的理論和現實意義。

二、中國出口貿易增加值的分解

在本文中，筆者將中國對貿易伙伴總出口中的國內增加值分解為四部分：以最終產品形式出口的國內增加值DVA_FIN，以中間產品形式出口的被直接進口國吸收的國內增加值DVA_INT，以中間產品形式出口的被直接進口國轉口至第三國吸收的國內增加值DVA_INTrex和返回并被本國吸收的國內增加值RDV。各指標的數值(見表1)及變化趨勢(見圖1)分析如下：

表1顯示，將DVA_FIN、DVA_INT和DVA_INTrex加總后，中國出口的國內增加值(DVA總)占比較高。2001—2005年，中國對貿易伙伴的出口國內增加值總和(DVA總)占比，不斷下降(如圖2)。這是由于，2001年12月中國加入WTO后吸引了大量外國直接投資，參與全球價值鏈國際分工的程度在不斷加深，出口總值不斷增加，但在加工裝配環節獲得的增加值較少，出口總值的增加幅度較大，而出口國內增加值卻僅有較少的增長，因此出口的國內增加值率呈下降趨勢。2008年DVA開始呈現回升趨勢且2009年DVA總和占比出現跳躍性的回升，其值由2008年的76.3%上升到2009年的80%，上升了3.7個百分點。2008年金融危機對全球貿易形成沖擊，發達國家進口需求衰退，導致對以美、日等發達國家為目標市場的中間加工貿易的總出口受到抑制，總出口驟減使得DVA占比受到較大的影響，這也與Stehrer et al.(2012)的結論相一致(2)Stehrer et al.(2012)指出，隨著全球價值鏈國際分工體系在世界范圍內的擴展和深化，大多數國家(或地區)參與這一分工的程度在提升，但在2009年這一程度有著不同比例的下降，主要是因為在全球性金融危機背景下各國采取貿易保護主義。。2012年和2014年DVA開始逐步回升到2004年的水平，說明隨著世界經濟一體化程度的提高，中國開始逐步深化全球價值鏈參與度，優化對外貿易結構，對出口商品結構進行調整和升級，支持出口企業向價值鏈高端延伸，提高中國在國際分工中的地位。

表1 中國對貿易伙伴總出口的國內增加值分解 %

資料來源：根據對外經貿大學全球價值鏈研究院的數據整理得出。

由表1，我們發現中國出口的國內增加值主要是以最終產品形式出口的國內增加值(DVA_FIN)，而以中間產品形式出口的國內增加值(ZJP)較小，這表明中國作為國際生產網絡和生產體系下的最終出口平臺，仍處于全球價值鏈的下游位置。近年來，DVA_FIN數值不斷下降，ZJP數值不斷升高且DVA_INT和DVA_INTrex的數值都在逐步升高(如圖1)，通過這一現象我們可以看出，中國正在進行相應的出口結構優化升級，擴大中間產品增加值的出口。表1中RDV的占比非常小，這是由于中國仍處于國際分工和全球價值鏈的下游位置，處于“微笑曲線”谷底，主要參與以加工、組裝為主的低端生產環節，不同于發達國家的產品設計、研發和核心零部件的出口。因此，很少會有從中國出口的增加值，被其他國家進口并用于生產中間產品后，再返回中國并最終在國內被吸收。縱觀2000—2014年RDV占比的上升趨勢(如圖2)，可以充分說明中國正在從全球價值鏈的下游位置向全球價值鏈中上游攀升。

圖1 DVA分解后占比變化

圖2 RDV和DVA總占比變化

三、變量選擇與計量模型構建

(一)變量選取及計量模型設定

如已有研究所強調的，OFDI動機大致可分為4類：市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型和戰略資源尋求型[15]。從OFDI的“二元”路徑分類，又可分為順梯度OFDI和逆梯度OFDI[16-17]。其中，前者是指從發達國家流向欠發達國家的海外投資活動，傾向于資源與效率尋求型OFDI；后者是指欠發達國家對發達國家的投資，傾向于戰略資源和市場尋求型OFDI。

(1)市場尋求型OFDI是母國為了擴大在東道國的市場份額而進行的投資，具體分為開拓新市場和規避貿易壁壘等不同情況。如果OFDI以在東道國開辟新市場為目的，則有利于中國擴大出口產品份額，從而增加出口的國內增加值。Buckley和Casson(1981)[18]認為，如果母國 OFDI 的目的是為了規避貿易壁壘，那么母國OFDI與對外貿易之間存在替代關系。此時，中國的對外直接投資不利于出口國內增加值的提升。

(2)資源尋求型OFDI的主要目的是獲取東道國豐富的能源與資源，它能夠通過生產規模經濟和出口中間產品提升母國生產效率[19]。對境外資源的開發同時會帶動生產設備以及技術和勞務的出口，對中國國內增加值的出口具有正向促進作用。

(3)效率尋求型OFDI的投資對象是擁有廉價勞動力和土地資源的發展中國家，傾向于投資母國已喪失比較優勢的邊際產業。中國在進行此類型OFDI時，可以充分發揮比較優勢，將國內相對過剩的產能進行轉移，一方面降低生產成本和擴大產品市場，另一方面帶動設備、技術以及中間產品和勞務的輸出，有利于促進國內增加值的出口。

(4)戰略資源尋求型OFDI的主要目的是獲得發達國家的先進技術、高端人才以及營銷和管理經驗，也就是中國企業通過“走出去”主動獲得一些可以作為核心競爭優勢的戰略性資源。中國長期處于價值鏈的低端制造環節，而戰略資源尋求型OFDI恰可以提高處于微笑曲線兩端的研發和營銷環節上的競爭力。但是否真的能夠通過戰略資源尋求型OFDI，獲得先進的技術和營銷管理經驗，促進中間產品出口，改善出口國內增加值結構，還是中國國內仍專注于初級產品的生產和低端加工組裝環節，只能顯著提高最終產品出口國內增加值，還是一個有待進一步研究的問題。

中國出口的國內增加值不僅取決于中國對貿易伙伴的直接投資，也與貿易伙伴特征密切相關。為了研究中國對何種貿易伙伴的出口能夠更好地促進中國出口國內增加值的提高，我們從以下四個方面來分析貿易伙伴特征與中國出口國內增加值的關系。

(1)貿易伙伴國內生產總值。Tinbergen、Poyhonen最早在國際貿易領域研究中應用了引力模型，認為兩國間貿易規模與二者的經濟規模(GDP)成正比。已有大量學者用實證研究結果證明了這一觀點[20-22]，但上述經典文獻均關注的是GDP與出口總值的關系。在當前全球價值鏈分工背景下，正如Zhang等(2012)[23]指出的，貿易本質上不再是物品的貿易(Trade in Goods)，而是增加值的貿易(Trade in Value-added)，用出口增加值衡量出口量更加準確，因此，本文不再關注總量的增長，而是將出口總值替換為出口增加值[3]91-108，把中國出口貿易的重心由“總量增長”向“增加值提高”轉移。事實上，貿易伙伴的GDP與出口增加值也有密切關系。貿易伙伴經濟實力(GDP)的增加，會促進中國出口增加值規模的增加[5]35。

(2)貿易伙伴人均國內生產總值。主要用來反映貿易伙伴對進口商品的需求層次，如對質量、品牌、增加值高低等因素的偏好程度[24]。當前全球價值鏈背景下分工愈加復雜化，出口貿易增加值的高低與貿易伙伴的經濟發展水平密不可分。具體而言，高水平的經濟發展，對進口商品品質和技術水平等會有更高的要求。經驗研究表明，在其他條件不變的情況下，貿易伙伴的需求層次越高，越能促進中國出口增加值的增加[5]35。

(3)貿易伙伴國內勞動生產率。比較優勢理論認為兩國間勞動生產率的差異決定了貿易模式與規模。在當今垂直專業化分工模式下，各國實際上是依據比較優勢進行價值鏈環節的分工，這就意味著勞動生產率也會對價值鏈分工模式和貿易增加值規模產生影響。可以說生產率是決定全球價值鏈分工是否處于中高端環節的要素。因此，我們假設：在其他條件不變的情況下，貿易伙伴的勞動生產率越高，經濟和技術發展水平越高，對中國出口高端產品的需求越高，中國出口增加值的規模越大。

(4)經濟制度距離。經濟制度距離主要表示我國與出口目的地國家的經濟制度條件上的差異。理論上講，制度距離對于雙邊貿易起阻礙作用。制度距離引發了國際貿易的風險，增加了國際貿易的成本[14]39-48，進而影響兩國間貿易流量[13]45-52。因此，我們假設：貿易伙伴與中國的經濟制度差異越大，越不利于中國國內增加值的出口。

除了以上因素外，還有其他因素會影響中國的出口國內增加值。例如，相對要素稟賦，當貿易伙伴與中國的資本充裕度不同時，可能會影響中國對其出口的國內增加值；相對匯率，單位人民幣的外幣價值越高，中國出口的國內增加值的價值越高；地理距離，根據傳統引力模型的觀點，兩國之間地理距離變遠時，出口會降低；其他，如2008年的全球金融危機也會影響中國國內增加值的出口。

根據以上分析，本文建立了如下探究對外直接投資和貿易伙伴特征對中國出口國內增加值影響的計量經濟模型：

lnDit=α+β1lnOFDIit+β2lngdpit+β3lnpergdpit+β4lnlpit+β5lnzdjlit+β6lnxdysbfit+β7lnxdhlit+β8lndiscapi+β9wjit+μi+εit

(1)

其中，i表示中國的貿易伙伴；t表示年份；β1-β9為待估參數；μi表示個體固定效應；εit表示隨機擾動項。被解釋變量lnDit表示反應出口國內增加值規模的lndvait以及表示出口國內增加值結構的lnfinit和lnzjpit。其中，lndvait為t時期中國對貿易伙伴i國出口國內增加值總和DVA的對數，lnxdysbfit是t時間i國與中國相對要素稟賦的對數，lnfinit是t時期i國與中國相對要素稟賦的對數，lnfinit為t時期中國對貿易伙伴i國以最終產品形式出口的國內增加值FIN的對數，lnzjpit為t時期中國對貿易伙伴i國以中間產品形式出口的國內增加值ZJP的對數；解釋變量lnOFDIit表示t時期中國對i國直接投資的對數，lngdpit是t時期貿易伙伴i國GDP的對數，lnpergdpit表示t時期i國人均GDP的對數，lnlpit是t時期i國勞動生產率的對數，lnzdjlit表示t時期雙方經濟制度距離的對數，lnxdysbfit是t時期i國與中國相對要素稟賦的對數，lnxdhlit是t時期人民幣雙邊名義匯率的對數，lndiscapi表示t時期雙方貿易距離的對數，wjit為2008年金融危機虛擬變量。

(二)樣本、數據來源及描述性統計

被解釋變量：DVA為表1中的DVA總和；FIN為表1中以最終產品形式出口的國內增加值DVA_FIN；ZJP為表1中DVA_INT與DVA_INTrex之和，表示以中間產品形式出口的國內增加值。以上數據均來源于對外經貿大學全球價值鏈研究院，樣本涵蓋中國對i國(41個主要貿易伙伴(3)41個國家，包括澳大利亞、奧地利、比利時、保加利亞、巴西、加拿大、瑞士、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、愛沙尼亞、芬蘭、法國、英國、希臘、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、立陶宛、盧森堡、拉脫維亞、墨西哥、馬耳他、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典、土耳其、美國。)t時期(2003—2014年)出口的國內增加值，是本文的被釋變量。

核心解釋變量：(1)OFDI是中國在t時期對貿易伙伴i國的直接投資，數據來源于貿發會議UNCTAD。(2)GDP反映了t時期i國的經濟規模、市場容量。數據來源于世界銀行WDI數據庫。(3)人均GDP為t時期i國的人均收入水平，反映了i國經濟的發展程度以及對進口商品的需求水平，如質量、品牌等。數據來源于世界銀行WDI數據庫。(4)lp是t時期i國每位雇傭勞動者生產產品的總價值，表示i國的勞動生產率的高低。數據來源于The Conference Board的TED數據庫。(4)zdjl反映了兩國經濟制度距離的遠近。zdjlit=Iit-Imt，其中zdjlit為i國與中國之間在t時期的經濟制度距離，Iit是i國t時期經濟自由度上的總得分，Imt是母國(中國)t時期經濟自由度上的總得分。數據來源于美國傳統基金會的全球經濟自由度指數(EFI)。

控制變量：(1)xdysbf為i國的人口/利率與中國的人口/利率之比，用來反映t時期貿易伙伴i國與中國要素充裕度的差異，其值越低，貿易伙伴的資本充裕度越高，其中，人口數據來源于世界銀行，利率數據(4)China、Turkey缺失數據用discoun rate補充，Indonesia數據用money market rate補充，Brazil數據用central bank policy rate補充。來源于IMF和OECD的Government bonds。(2)xdhl表示t時期i國與中國的名義匯率之比，即一單位人民幣的外幣價格，代表貨幣價格的波動情況，其值越高，表示人民幣的價值越高。名義匯率數據均來自于IMF。(3)discap為i國首都與中國首都之間的距離，反映了貿易成本的大小，與時期t無關。數據來源于CEPII數據庫。(4)wjit為2008年金融危機虛擬變量，考慮到金融危機對中國出口國內增加值的影響，將2008年取值為1，其余年份取值為0。

注：變量對外直接投資和制度距離存在負數據，因而作者采用先取絕對值再取對數，然后再添加負號的方式對數據進行處理。

表2報告了對全部變量的描述性統計。根據數據的可得性，本文選取了492個樣本，涵蓋了41個貿易伙伴2003—2014年的數據。通過對各變量的均值、標準差、最小值、最大值的分析可知，不同國家間的變量數值存在著較大差異。

四、實證結果分析與穩健性檢驗

(一)對出口增加值的回歸

本文首先對面板數據進行相關系數檢驗，以觀察變量間是否存在嚴重的共線性。經檢驗變量lngdp和lnxdysbf以及變量lnpergdp和lnlp具有極強的相關性，于是本文進一步將解釋變量重新分組，設立了三組模型如下：

模型1：lnDit=α+βlnOFDIit+β2lngdpit+β3lnlpit+β4lnzdjlit+β5lnxdhlit+β6lndiscapi+β7wjit+μi+εit

(2)

模型2：lnDit=α+βlnOFDIit+β2lnpergdpit+β3lnzdjlit+β4lnxdysbfit+β5lnxdhlit+β6lndiscapi+β7wjit+μi+εit

(3)

模型3：lnDit=α+βlnOFDIit+β2lnlpit+β3lnzdjlit+β4lnxdysbfit+β5lnxdhlit+β6lndiscapi+β7wjit+μi+εit

(4)

其中，模型1將GDP和生產率分為一組，模型2將人均GDP和要素稟賦分為一組，模型3將生產率和要素稟賦分為一組。此后，對模型1—模型3分別進行了Hausman檢驗，結果表明，模型1—模型3使用固定效應模型優于隨機效應模型。此外，本文進一步采用了Wald檢驗的LR統計量進行異方差檢驗，結果均強烈拒絕同方差的原假設，認為模型存在組間異方差問題，因此本文的固定效應模型均采用了異方差穩健型估計，如表3所示。

盡管我們加入了多個控制變量，試圖控制所有可能影響出口國內增加值的因素，但回歸方程仍然表現出一定的內生性問題。具體來講是指，貿易伙伴的GDP、人均GDP、生產率和制度距離等貿易伙伴特征變量與中國出口的國內增加值之間存在內生性。考慮到回歸方程可能因具有反向因果和遺漏變量的問題導致內生性，使得估計結果有偏和非一致，為了增強結論的穩健性，本文在運用固定效應Fe進行估計的基礎上，進一步使用面板廣義矩估計GMM對模型1—模型3進行回歸，其中內生變量的處理選擇其一階滯后項作為工具變量進行回歸，估計結果如表4所示。

表3 全樣本回歸結果

注：***和**和*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號中為t統計量；下同。

表4 全樣本回歸結果

表3和表4報告了全樣本國家的回歸結果，結果顯示Fe與GMM的估計結果具有較高的一致性，但GMM的估計結果更為顯著。綜合以上兩種效應，表3和表4中第(1)到(9)列匯報了OFDI對中國出口的國內增加值的影響，結果表明中國對外直接投資與出口國內增加值總和DVA、出口最終產品的國內增加值FIN以及出口中間產品的國內增加值ZJP均顯著正相關，說明中國對貿易伙伴的直接投資確實能夠拓寬市場，優化和改善中國的產業結構和資源配置，提升中國出口國內增加值的規模以及改善出口國內增加值的結構。第(1)、(4)、(7)列中貿易伙伴GDP的系數均顯著為正，與預期結果一致，說明貿易伙伴GDP越高，越有利于中國國內增加值的出口。第(2)、(5)、(8)列貿易伙伴人均GDP的系數顯著為正，表明貿易伙伴的經濟發展水平越高，中國出口的國內增加值DVA、FIN和ZJP均越高，說明與經濟發展程度較高的貿易伙伴進行貿易，對中國出口的國內增加值的規模和結構均有正向影響，與預期結果一致。因此，中國“一帶一路”倡議在大力推進與發展中國家經貿合作的同時，也應加強拓展與發達國家的經貿往來，從而有效提高出口國內增加值的規模，改善出口國內增加值的結構。第(1)、(3)、(4)、(6)、(7)、(9)列匯報了貿易伙伴生產率對中國出口國內增加值的影響，結果表明貿易伙伴勞動生產率與中國出口國內增加值顯著正相關。這也與前文結論相一致，說明中國對高經濟發展水平、高生產率的國家出口，能夠顯著促進出口國內增加值的提升。第(1)到(9)列詳盡地列示了貿易伙伴與中國間經濟制度距離的負向效應，說明制度距離確實對出口國內增加值的增長起了一定的阻礙作用，即與貿易伙伴之間過大的制度差異，增加了雙邊貿易的成本，不利于中國國內增加值的出口。

為了充分考慮貿易伙伴的群組異質性，得到更為穩健的分組回歸結果，我們把總樣本按照區域整合分為歐盟和“一帶一路”沿線國家，按照貿易伙伴的經濟發展水平分為發達國家和新興市場國家。按照上文同樣的處理方式，我們選擇更為穩健的GMM模型對不同類型國家進行分組單獨回歸，結果如表5、7、8、9所示。

表5 歐盟(5)歐盟國家包括：奧地利、比利時、保加利亞、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、愛沙尼亞、芬蘭、法國、英國、希臘、克羅地亞、匈牙利、愛爾蘭、意大利、立陶宛、盧森堡、拉脫維亞、馬耳他、荷蘭、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典。國家回歸結果

表5是以歐盟國家為樣本的回歸結果。與全樣本不同，核心解釋變量OFDI對DVA總和的影響不再顯著，說明對歐盟貿易伙伴的OFDI不能顯著拉動中國出口國內增加值規模的提升。對于OFDI對增加值結構的影響，變量OFDI與FIN顯著正相關，但對ZJP的回歸結果并不顯著，說明中國對歐盟的直接投資只能對以最終產品形式出口的國內增加值有一定的正向影響，并不能改善中國國內增加值的出口大量集中于最終產品出口這一現象。這也與劉會政等(2018)[25]的結論相一致(6)中國向歐盟出口的增加值仍然以資本和低技術勞動力創造的最終產品為主。。2011年，我國對歐盟直接投資排名前三位的主要行業為租賃與商務服務業、制造業與采礦業，而科學研究、技術服務等行業的投資僅占2011年中國對歐盟總投資的0.9%[26]。雖然戰略資源獲取也是中國企業對歐盟投資的動機之一，但大部分中國企業(85%)的投資行為還是注重進入歐洲市場，為其提供商品或服務[27]。由此可見，市場獲取型動機是中國企業對歐盟直接投資的最主要動機。因此，從拉動中國出口國內增加值的角度而言，中國在制定實施對歐盟直接投資戰略時，還應加大推進戰略資源尋求型OFDI，注重OFDI動機背后的真實投資情況，主動獲得一些可以作為核心競爭優勢的戰略性資源，提高處于微笑曲線兩端的研發和營銷環節上的競爭力，從而有效擴大出口增加值的規模，改善出口增加值的結構。對貿易伙伴特征的回歸結果顯示，貿易伙伴GDP、人均GDP、生產率和制度距離的估計結果均與全樣本保持高度的一致性，本文此處不再贅述。

表6 “一帶一路”(7)“一帶一路”國家包括：保加利亞、捷克、愛沙尼亞、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、立陶宛、拉脫維亞、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、土耳其。國家回歸結果

表6是以“一帶一路”國家為樣本的回歸結果。第(1)到(3)列和第(7)到(9)列結果中OFDI變量系數顯著正，說明中國對外直接投資不但能夠顯著拉動出口國內增加值規模的擴大，還能夠提升以中間產品形式出口的國內增加值，從而有效改善我國的出口國內增加值結構。該研究結果對中國“一帶一路”倡議的實施具有十分重要的啟示意義。從估計結果和實際情況來看，中國企業對“一帶一路”國家的直接投資類型傾向于開拓市場、資源尋求和效率尋求。“一帶一路”多數相關國家的技術水平相對有限，在加快同周邊國家基礎設施互聯互通的過程中，需要中國提供相應的零部件、機械設備等具有高增加值的中間產品。在這一過程中，中國一方面能夠帶動國內設備、技術以及中間產品和勞務的輸出從而顯著提高出口國內增加值，獲得更多的貿易利得，改善貿易結構，保證對外貿易的可持續發展；另一方面能夠充分發揮與各國的貿易互補性，同各國一道推動世界經濟復蘇，以實際行動推動經濟全球化，造福世界各國人民。貿易伙伴特征變量GDP、人均GDP、生產率的估計結果與全樣本一致。制度距離變量對出口國內增加值總和DVA和以最終產品形式出口的國內增加值FIN的影響不再顯著，但對以中間產品形式出口的國內增加值ZJP有顯著的負向影響。研究結果表明，中國與“一帶一路”國家間過大的制度距離會阻礙中間產品國內增加值的出口。

表7 發達國家(8)發達國家包括：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、捷克、德國、丹麥、西班牙、英國、芬蘭、法國、愛爾蘭、日本、韓國、盧森堡、荷蘭、挪威、葡萄牙、瑞典、美國、塞浦路斯、馬耳他、斯洛文尼亞。回歸結果

表7是發達國家的回歸結果。第(4)到(6)列OFDI變量顯著為正，由此可見，雖然與歐盟樣本相比，對發達國家全體的直接投資對于提高中國出口國內增加總值的作用更加積極一些，但其主要仍是拉動了以最終產品形式出口的國內增加值，并不能有效地改善出口國內增加值的結構。這說明，雖然中國對于美、日等非歐洲發達國家的直接投資在類型上更加多元化，但總體而言中國對發達國家仍主要是進行市場尋求型和戰略資源尋求型OFDI，這一因素加上中國國內產能相對更多集中于加工組裝環節，導致最終相關投資只能顯著提高最終產品中出口的國內增加值。這是由于中國的制度環境、研發水平和人力資本水平相對落后于發達國家，生產性服務業的發展也滯后于發達國家。因此，本地公司在國際化的過程中可能會出現將“總部服務”(9)大型跨國公司將資源獲取環節、非核心零部件生產環節、加工裝配環節和銷售售后環節布局到海外，注重在母國生產核心零部件和提供以研發、財務、法律、設計等高端生產性服務為代表的“總部服務”。布局到發達國家的情況，導致國內高端生產性服務業“空心化”[3]91-108。綜上，中國還應注重戰略資源尋求型對外直接投資的真實效果，在逆梯度OFDI的模式下，通過獲得發達國家先進技術、加大創新研發力度、引進和培養高端人才、提高營銷管理水平，從根本上提高增加值規模，優化增加值出口結構，從而有效提高中國的出口貿易利得，保證對外貿易的可持續發展。貿易伙伴GDP、人均GDP、生產率的回歸結果均與全樣本一致，在1%的統計水平上正顯著。與全樣本不同的是，制度距離變量的系數全部顯著為正。對比表7發達國家和表5歐盟貿易伙伴對于制度距離變量的回歸的結果，我們發現中國對除歐盟以外的其他發達國家，如美國、日本、加拿大和澳大利亞等國家的出口，制度因素對其出口增加值沒有明顯的阻礙作用。

表8是新興市場國家的回歸結果。核心解釋變量OFDI在被解釋變量為DVA和ZJP時系數顯著為正。這驗證了中國對新興經濟體及其他發展中國家的直接投資主要為市場尋求型和效率尋求型OFDI的觀點[28]。顯然，中國在對新興市場國家直接投資的過程中，對出口國內增加值規模的擴大和結構的調整起到了積極的正向作用。貿易伙伴GDP、人均GDP、生產率的估計結果與全樣本基本一致；制度距離變量在被解釋變量為DVA和ZJP時顯著為負，說明貿易伙伴經濟制度安排與中國的經濟制度安排差異越大，貿易成本越大，越會阻礙中間產品國內增加值的出口。當前，新興市場國家的群體性崛起成為不可逆轉的時代潮流，中國應加強對新興市場國家的直接投資，與新興市場國家團結協作，共同構建開放型世界經濟，攜手開辟公平、開放、全面、創新的發展之路，為世界經濟增長做出更大貢獻。

表8 新興市場國家(10)新興市場國家(廣義的)包括：保加利亞、巴西、捷克、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、韓國、立陶宛、拉脫維亞、墨西哥、波蘭、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、土耳其。回歸結果

(二)穩健性檢驗

首先本文設立了多個模型。由上文表3到表8的回歸分析結果可以看出，上述核心解釋變量在不同模型的回歸結果中均顯示出了較為穩定的結論，這在一定程度上說明了本文計量模型設定的合理性，表明實證結論具有強烈的穩健性，可以作為討論依據。

其次，本文對比分析了不同類型國家的分組回歸結果。表5到表8按照區域特征和經濟發展水平，將總樣本劃分為歐盟和“一帶一路”國家以及發達國家和新興市場國家，并對分組回歸結果進一步對比分析，充分驗證了本文回歸結果的穩健性。

最后，本文為了進一步檢驗回歸結果的穩健性，采用生產率的不同測量指標進行回歸，再次作為穩健性檢驗的結論。上文對于生產率指標的衡量口徑為每位雇傭勞動者生產產品的總價值，因此下文將生產率指標的衡量口徑替換為每一小時生產產品的總價值，數據來源于The Conference Board的TED數據庫。依照上文同樣的估計方法對全樣本的模型1—模型3進行重新回歸，結果如表9所示。

結果發現，替換生產率變量的回歸結果和前文結果基本一致，第(1)、(3)、(4)、(6)、(7)、(9)列顯示貿易伙伴生產率對中國出口的國內增加值存在正向效應，并在1%的水平上顯著。其他變量的系數和顯著性也無明顯變化，再次說明了本文回歸估計的實證結果具有一定的可靠性和穩健性。

五、結論與政策建議

本文選取了2000—2014年中國對41個貿易伙伴出口國內增加值的面板數據，將出口國內增加值分為以中間品形式出口的國內增加值和以最終品形式出口的國內增加值，運用廣義矩估計GMM方法研究了對外直接投資和貿易伙伴特征對出口國內增加值規模和結構的影響。從而了解在近年來對外投資迅猛發展的背后，中國對不同類型國家的直接投資如何會對中國出口的國內增加值的規模和結構產生不同的影響，以及在當前中國貿易環境急遽變化，伙伴國需要更加多元化的情況下，中國對何種貿易伙伴的出口能夠更好地促進出口國內增加值的提高。實證檢驗結果表明，中國對“一帶一路”國家和新興市場國家的直接投資能夠顯著提高以中間品形式出口的國內增加值和出口國內增加值總和，由此可見，這類對外直接投資既能提高出口國內增加值的規模又能改善出口國內增加值結構。而中國對歐盟和其他發達國家的直接投資只能顯著提高以最終產品形式出口的國內增加值，并不能有效改善中國國內增加值的出口大量集中于最終產品出口這一現象。貿易伙伴經濟規模、經濟發展水平和勞動生產率對出口國內增加值規模和結構均具有顯著正向影響，說明中國與高GDP、高人均GDP和高生產率的國家進行雙邊貿易，對其國內增加值的出口有促進作用。兩國間的制度距離對中國國內增加值的出口具有一定的阻礙作用，但其并不會阻礙中國對歐盟以外其他發達國家(如美國、日本、加拿大，等)出口的國內增加值。上述結論對于不同的模型設定具有穩健性。本文的政策建議如下:

第一，中國應積極推進“一帶一路”國際合作的實施，加大對沿線國家OFDI的力度，進一步強化交通基礎設施建設，深化雙邊經貿合作，拉動沿線國家經濟發展，構建利益共同體、責任共同體和命運共同體。加大對新興市場國家的直接投資，堅持對外開放且積極參與全球價值鏈分工協作，延伸國內增加值鏈條，促進中國價值鏈地位的提升。

第二，中國應該重視和改善對歐盟等發達國家直接投資的類型和動機，積極對技術領先國家實施戰略資源尋求型OFDI。一方面，通過嵌入發達國家研發資源集聚區，有效利用全球高水平研發資源，獲得先進核心技術，引進和培養高端人才，提升營銷管理水平，從而有效提高中國國內增加值的出口。另一方面，通過加強國內研發水平以提高對發達國家技術溢出的吸收能力，防止國際化的過程中可能會出現的將“總部服務”布局到發達國家和國內高端生產性服務業空心化等一些不利于中國國內增加值出口的情況。

第三，當前中國國內貿易環境急遽變化，貿易伙伴需要更加多元化。中國在推進與發展中國家和新興市場國家經貿合作時，應選擇經濟規模相對較大、經濟發展水平和生產率相對較高的國家進行出口貿易，同時也應加強拓展與美國、日本和加拿大等一些發達國家之間的經貿往來，從而有效提高中國國內增加值的出口。

第四，重視中國與“一帶一路”沿線國家、新興市場國家和歐盟國家間的制度共建，中國政府應牽頭更多的國際多邊投資、貿易規則等的磋商，讓更多的貿易伙伴參與進來，規避因制度距離過大而造成的阻礙國內增加值出口的現象。中國與“一帶一路”沿線國家、新興市場國家和歐盟之間應該通力合作，共同降低進出口清關時間，提高產品運輸的效率，簡化非必要程序，打破雙邊貿易的隱性壁壘，實現中國對主要貿易伙伴出口增加值的提升。