中國對拉美國家出口貿易影響因素實證分析
——基于總量與技術結構視角

趙國華，趙子薇

（河北師范大學商學院，石家莊 050024）

一、引言

國家統計局和聯合國貿發會議數據顯示，2000—2008 年中國對拉丁美洲和加勒比地區（以下簡稱拉美地區）貨物出口總額年均增長率為33.33%，2009 年受金融危機影響同比下降20.44%，2010—2019 年年均增長5.76%，出口規模增速迅速放緩，可見國際經濟環境對貿易影響之深遠；2000—2020 年拉美地區自中國貨物進口額占該地區貨物總進口比重整體呈上升趨勢，2020 年升至16.43%，說明中國在拉美進口市場中的地位正不斷提升。2005 年智利成為第一個同我國簽署自由貿易協定的拉美地區國家，在這之后秘魯和哥斯達黎加先后同我國簽署自貿協定，自貿協定的實施、自由貿易區的建設已為彼此經濟發展帶來了切實的推動作用。然而目前中拉貿易結構仍然呈現出單一性、以產業間貿易為主，同時中國出口產品在拉美市場面臨來自美國等其他國家出口產品的強有力競爭，《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》中指出我國要優化出口商品質量和結構，穩步提升出口附加值。在我國加快構建新發展格局、“一帶一路”建設進入高質量發展階段背景下，逐步推動實現中國對拉美出口貿易結構優化升級已經是刻不容緩。鑒于此，研究中國對拉美國家的制成品出口技術結構，探究各影響因素對中拉出口總量的影響情況及對不同技術類別制成品出口作用效果的差異性具有重要現實意義。

二、文獻綜述

國內外有關中國與拉美地區經濟貿易研究的文獻涵蓋進出口貿易影響因素、農產品貿易、貿易結構、競爭合作關系、貿易潛力測算等諸多方面。江時學（2018）指出構建中拉命運共同體的機遇、挑戰和舉措。宋海英和胡冰川（2019）判斷了拉美替代美國出口各類主要農產品至中國的潛力，劃分為潛力有限型、較大型、巨大型，認為潛力發揮受拉美農產品質量、跨國糧商全產業鏈控制模式、農產品貿易營商環境等因素的影響。其中也不乏關于中國向拉美地區出口貿易的探究，黃繁華和張湘莎（2012）從三種不同角度實證分析影響中國對拉美出口主要影響因素，并同中國對其他貿易伙伴國出口進行比較分析，借助傳統引力模型測算出口增長潛力。劉春鵬（2017）用恒定市場份額模型分析各階段中拉農產品雙向貿易變動影響因素，結果顯示需求因素為中拉農產品雙向貿易變化的最主要影響因素。張春宇等（2017）49-56借助引力模型將對外直接投資（FDI）流量、存量引入模型中，分別實證研究中國自拉美進口、對拉美出口影響因素，研究發現中國對拉美直接投資流量對中拉進口、出口均無顯著影響，長期中國對拉美直接投資存量對中國自拉美進口產生正向影響，對出口為負向影響。馬文秀和孟彤（2018）通過三種指數評估2000—2015 年中國對拉美新興市場工業制成品出口競爭力。Narins（2018）基于1995—2013 年貿易數據，借鑒已有研究提出的TECH（technology）評分方法，測算中國、歐盟、美國分別對拉美九國出口的總體技術復雜程度，對比分析發現中國對拉美出口商品的絕對技術復雜度在提高，但與歐盟和美國相比中國出口到該地區的技術復雜度仍屬低到中等。董月潔（2019）以包含拉美十三國在內的33 國為樣本，用擴展引力模型分析中國向拉美出口、工業制成品出口總量影響因素，估算相應出口潛力。還有研究將側重點放在中拉在出口領域的競爭合作關系上，孔帥等（2019）115-128通過對2000—2015 年中國與拉美國家不同類別產品出口在世界市場和美國市場所占份額的計算、雙邊貿易技術結構等的分析，探析中拉在出口領域競爭合作關系。

在已有研究中擴展引力模型可以用來解決與貿易相關的諸多問題，包括分析影響貿易流量的主要因素、控制其他變量以研究某一特定因素對貿易的影響情況、測算貿易潛力、估算貿易效率等。吳丹和吳野（2020）在測算貿易便利化綜合指數基礎上構建擴展引力模型，分析中國自“一帶一路”國家進口影響因素。孫玉紅等（2021）65-71通過建立擴展引力模型將自由貿易協定（FTA）深度設定為核心解釋變量，控制其他變量進行回歸分析，發現FTA 深度顯著正向影響中國服務業出口及相應國內增加值。

通過梳理、總結、歸納以往相關文獻，發現國內外關于中國向拉美地區出口的研究，主要包含出口概況、經貿關系、出口影響因素、出口潛力等，具體到產業領域包括對中拉農產品、不同技術水平產品、工業制成品等出口貿易的探究，而依照不同技術水平制成品分類對中國向拉美出口主要影響因素進行實證分析的研究較為匱乏。Lall（2000）用國際貿易標準分類（SITC）第二修訂版中的三位數編碼將出口產品分為初級產品、制成品（制成品分為資源密集型、低技術、中等技術及高技術四類，前兩種制成品可被認為擁有簡單技術，后兩種擁有復雜技術）和其他產品，表示該分類法綜合普遍使用的分類法（按資源密集型、勞動密集型等劃分）和經濟合作與發展組織（OECD）曾建議的更詳細分類法并進行一定的拓展。本文參考這一產品技術分類方法將中國對拉美國家的制造業出口產品分類，分為資源密集型、低技術、中等技術和高技術制成品，初級產品和其他產品在中國對拉美國家貨物出口中占比較低，故未專門做研究。

本文首先通過計算2010—2019 年中國對拉美7 個國家四類制造業產品出口規模在總出口中所占比重、出口密集度，分析中國對拉美地區的制成品出口結構；通過考察中國和拉美七國生產要素結構變化情況對中拉要素稟賦差異作深入分析，以期探究中國對拉美制成品出口結構背后深層次原因。然后嘗試構建擴展引力模型分別從總量視角和結構視角探析中國對拉美出口的主要影響因素，以期探究各影響因素對出口總量的作用情況及對不同技術類別制成品出口作用效果的差異性，最后提出結論與建議。

三、中國對拉美地區的制成品出口結構

國家統計局數據顯示，2015—2019 年在中國對拉美國家貨物出口總額中墨西哥、巴西、智利、哥倫比亞、秘魯、巴拿馬和阿根廷始終排在前七位，2001—2019 年這七國自中國貨物進口額在拉美自中國貨物進口額中占比呈現出在波動中上升的趨勢，2008 年以來該比重始終在80%以上，2019 年高達85.02%。因此通過計算中國對這七個國家的具體產業出口規模在總出口中所占比重及出口密集度，可大致了解中國對拉美地區的制成品出口結構等情況。要素稟賦理論給出國際貿易產生的原因，據該理論，一國應出口密集使用本國相對豐裕要素生產的產品，進口密集使用本國相對稀缺要素生產的產品從而獲益。因此在這一部分的最后，本文對中國和拉美七國要素稟賦差異作深入分析以期探究中國對拉美制成品出口結構背后的深層次原因。

（一）中國對拉美制成品出口技術結構

圖1 顯示了2010—2019 年中國對拉美七國貨物出口中四類制成品每年所占比重的均值結果（以墨西哥為例，通過對2010—2019 年每年中國對墨西哥某類制成品出口在總出口中占比求均值得出均值結果）。總體而言，比較七國自中國進口中的高技術制成品占比均值，墨西哥最高，高達43.13%，巴拿馬最低，均值僅8.11%；七國之中，中國對秘魯的中等技術制成品出口在總出口所占比重均值最高，智利最低，分別為35.36%、24.98%；對于低技術制成品，智利占比總體最高，均值達49.79%，資源密集型制成品則是巴拿馬占比均值最高，取值22.91%；阿根廷、墨西哥、巴西主要自中國進口復雜技術制成品，2019 年分別占從中國進口總額的72.04%、71.38%和66%，智利、秘魯、巴拿馬、哥倫比亞主要從中國進口低技術和中等技術制成品，2019年分別占自中國進口規模的73.8%、70.91%、66.23%和64.32%（結合表1）；除了巴拿馬自中國進口資源密集型制成品占比均值較高，其他國家的占比均值都未超過11%。因此總體來看拉美地區自中國進口中資源密集型制成品占比較低。

圖1 2010—2019 年中國對拉美七國制成品出口結構

表1 2019 年中國對拉美七國制成品出口技術結構

（二）中國對拉美制成品出口密集度測算

關于具體產業出口密集度測算與分析，本文參考張彬和余穩策（2021）給出的完善的指標公式，具體測算公式如式（1）所示：

其中：i、j分別代表中國和拉美國家；d代表產業；代表中國對拉美國家（j）產業（d）的出口密集度；代表中國對j國產業（d）的出口額；EXij代表中國對j國的貨物總出口規模；W代表世界；和EXWj分別代表世界對j國在產業（d）的出口額、世界對j國的貨物出口總值。反映了j國對中國產業（d）的依賴程度和中國對j國在產業（d）的市場滲透能力，數值越大，出口密集度越顯著（數值大于1）。

計算結果見表2，2010—2019 年中國對除巴拿馬以外的6 個拉美國家資源密集型制造業出口密集度均不顯著；而在低技術制造業方面，中國對這7 個國家的市場滲透力較強，其中中國對墨西哥的低技術制造業出口密集度呈現出先升后降之后平穩的走勢，中國對智利總體呈下降趨勢，前期下降趨勢更為明顯，中國對巴西前期較為穩定，2017 年開始下降，對其他四國則表現出較小的波動性；通過觀察發現巴拿馬同其他六國呈現出明顯的差異性，中國對巴拿馬的資源密集型、中等技術制造業市場滲透力基本上高于其他6 個國家，其他兩類制造業則表現出相反的情況；除巴拿馬以外的6 個拉美國家對我國的中等技術制造業依賴程度總體不高，但對我國高技術制造業依賴度較高，并且后者呈波動性走勢，其中阿根廷的波動性較大。

表2 中國對拉美七國四類制造業出口密集度

通過數據及以上分析發現，總體而言拉美對我國資源密集型和中等技術制造業依賴度較低，拉美對我國資源密集型制造業依賴度較后者更低，契合前文關于中國對拉美七國制成品出口技術結構的計算及分析結果，整體來看拉美對我國低技術和高技術制造業依賴度較高，中國低技術制造業較其他三類制造業對巴西、智利、哥倫比亞、秘魯市場滲透能力更強。

（三）中拉要素稟賦差異

國家間要素稟賦差異引起各國產品生產的比較優勢存在差異，而一國要素結構并非一成不變，國家政策制度、國際資本流動等因素將改變一國生產要素結構，進而使國家生產產品的比較優勢發生變化，從而調整和改變一國產業結構、貿易結構。參考楊高舉和黃先海（2014）、伍德（2017），選取一國土地面積、勞動力總量、專利授權總量分別衡量國家自然資源、勞動要素、技術要素，通過計算另外兩種要素同勞動要素之比、資本勞動比考察中國和拉美七國在2010—2019 年間生產要素結構變化情況，借鑒余劍和谷克鑒（2005）的做法采用人均儲蓄衡量資本勞動比，計算結果呈現于圖2。下面結合圖2 進行分析，從其他三種要素同勞動力數量相比的要素結構來看，中國和拉美七國要素稟賦存在較大差異；十年間中國土地勞動比始終低于拉美七國；10 年間中國技術勞動比呈上升趨勢、近年來增勢平穩，且始終高于拉美七國，與拉美七國差距較大；2010—2019 年中國和拉美七國中資本勞動比總體呈上升走勢的有中國和巴拿馬，智利資本勞動比前期高于中國，但在2013 年開始下降，被中國反超，后期則動態變化不大，巴拿馬資本勞動比前期低于中國，后反超中國，但始終未同中國拉開較大差距，十年間中國資本勞動比始終位于墨西哥、巴西、哥倫比亞、秘魯和阿根廷之上，且差距總體呈擴大趨勢；綜合來看，2010—2019 年中國的生產要素結構在不斷調整優化。可大致推斷中國相較于拉美七國在技術密集型產品生產中應具備比較優勢，拉美七國相較于中國在資源密集型產品生產中應具備比較優勢，中國相較于部分拉美國家（如墨西哥、巴西等）在資本密集型產品生產中應具備比較優勢。這一推斷與中拉制成品出口結構乃至進出口貿易結構現狀相互印證。

圖2 2010—2019 年中國和拉美七國生產要素結構

四、模型構建與數據選取

（一）擴展引力模型構建

參考張春宇等（2017）49-56、孫玉紅等（2021）66-67、周沖和周東陽（2020），本文基于貿易引力模型設定如下實證分析模型：

其中：i、j分別代表中國和拉美國家；t代表年份；基于出口總量視角作實證分析時，EXijt代表t年中國對j國貨物出口貿易總額；基于出口產品技術分類視角進行實證分析時，EXijt則表示t年中國對j國各類制成品出口貿易額；GDPjt代表j國t年國內生產總值（GDP）；借鑒Orefice 和Rocha（2014）衡量兩國要素稟賦差異所用指標，令GDP_BFCY= |ln(PCGDPit)-ln(PCGDPjt)|，其中PCGDPit、PCGDPjt分別代表t年中國和拉美j國人均GDP；MFit代表中國在t年的貨幣自由度，衡量價格穩定性及對價格的控制程度；FTAijt反映中國同j國在t年自由貿易協定生效情況，為簡化分析同時能將自貿協定升級考慮在內，做以下設定：如果協定生效取值為1，如果是升級議定書生效取值為2，未簽署協定或協定簽署未生效取值為0；FTAijt ×lnMFit簡稱為自貿協定生效情況與中國貨幣自由度的乘積交互項，將該指標納入模型中，是因為考慮到中國物價穩定對中國出口至拉美國家的促進作用會通過自貿協定的實施進一步加強，即自貿協定生效情況對中國貨幣自由度同中國向拉美國家出口的關系有正向調節效應；OFDIjt為t年中國對j國直接投資存量在中國GDP 中所占比重，反映中國對j國對外直接投資水平；uj代表個體固定效應，用來捕捉異質性，描述拉美進口國不隨時間變化的因素對自中國進口額的影響，即不同拉美進口國擁有不同的截距項；εijt代表隨機擾動項，獨立同分布且與uj不相關。由于樣本國家集中在拉美區域，同我國地理距離差異性較小。因此模型構建中未考慮該因素。

（二）使用數據說明

基于模型實證分析所需數據的可得性，本文選取2019 年拉美國家自中國貨物進口排在前22 位的國家（據國家統計局數據）中的16 個國家（阿根廷、玻利維亞、巴西、智利、哥倫比亞、哥斯達黎加、古巴、多米尼加、厄瓜多爾、牙買加、墨西哥、巴拿馬、秘魯、特立尼達和多巴哥、烏拉圭和委內瑞拉）2010—2019 年的數據納入回歸分析樣本中，最終得到觀測值為160 的面板數據。據國家統計局數據，樣本期間內中國對這十六國貨物出口額占中國對拉丁美洲貨物出口總額均超過92%，可以較好地代表中國對拉美出口特征。

實證分析貿易額數據來自UN Comtrade database，解釋變量相關說明見表3。模型回歸前需將數據中的名義值轉換為實際值，以剔除價格因素的影響，模型中涉及的GDP 和人均GDP 數據均為基期是2015 年的實際值，貿易額和對外直接投資存量原始數據均以現價美元度量，取國家統計局發布的居民消費價格指數（1978=100，即1978 年該指數取值為100）和固定資產投資價格指數（1990=100，即1990 年該指數取值為100），借鑒英國工業生產指數的不同基期指數銜接方法（劉亮，2000），計算2015 年為基期的居民消費價格指數和固定資產投資價格指數，利用兩種價格指數分別獲取貿易額、對外直接投資存量實際值。

表3 解釋變量預期符號、數據來源及說明

五、基于出口總量視角的實證結果分析

（一）多重共線性檢驗

全文實證分析均使用stata16.0 軟件，解釋變量多重共線性檢驗結果見表4，解釋變量的方差膨脹因子VIF取值都在1 附近，平均膨脹因子為1.19，容許度1VIF較高，有的甚至接近于1，故回歸模型受多重共線性的影響較小。

表4 方差膨脹因子

（二）模型的選擇

對于模型（2），首先檢驗是否存在uj，最小二乘虛擬變量模型（least square dummy variable model，LSDV）回歸結果顯示部分個體虛擬變量相應的P值小于0.01，通過1%顯著性檢驗，加入uj合理。選用固定效應模型（FE 模型）還是隨機效應模型（RE 模型）仍需檢驗，豪斯曼檢驗不適用于異方差情形，故參考Wooldridge（2010）和陳強（2014）作以下輔助回歸：

其中：Yijt代表被解釋變量，對時間求平均得到（下同）；Xijt代表解釋變量所組成向量；β、γ為待估參數向量；取自隨機效應模型回歸結果。該檢驗原假設為γ=0，拒絕原假設即拒絕隨機效應。檢驗統計量對應的P值為0.0000，在1%顯著性水平拒絕原假設，故采用FE 模型對該樣本進行估計是合理的。

（三）模型實證分析結果

回歸分析結果見表5，據表中第2 列，ρ=0.946，說明復合擾動項中個體效應uj占據主導地位，進一步驗證使用FE 回歸的合理性，F統計量對應的P值概率較小，表示模型整體擬合程度較好；拉美國家GDP 對中國出口產生正向影響，通過1%水平的顯著性檢驗，固定其他因素，拉美國家GDP 增加1%帶來中國向拉美國家出口增加1.346%，表明拉美經濟發展水平提升對中國出口的拉動作用較大；GDP_BFCY同中國向拉美國家出口額在5%顯著性水平呈正相關關系，中拉要素稟賦差異越大，中國對拉美地區出口總量會增多，反映近年來中國對拉美出口增長部分源于要素稟賦差異性。因此中拉貿易仍以產業間貿易為主；中國貨幣自由度同中國對拉美出口總量在1%顯著性水平呈高度正相關關系，彈性系數為3.288，該指標衡量一國價格穩定性及對價格的控制程度，中國的物價穩定程度會對出口產生較強的影響，而我國充分發揮市場在資源配置中決定性作用將會對出口產生積極的促進效果；自貿協定生效情況與中國貨幣自由度乘積交互項對中國向拉美出口的影響不顯著，未通過10%水平的顯著性檢驗，但回歸系數大于0，影響不顯著的原因可能是同中國簽署自貿協定的拉美國家數量較少，自貿協定覆蓋范圍有待擴大，落實零關稅產品的過程是循序漸進的并非一步到位，回歸結果表明當前中國與拉美國家已生效的自由貿易協定所發揮的作用仍然有限，更加凸顯對協定實施情況適時評估、不斷完善自貿協定內容、加快談判進程的重要性；固定其他因素，中國對拉美的對外直接投資水平每增加1%將顯著帶來中國向拉美出口額增加0.049%，帶動作用較小，可能同中國對研究樣本中的拉美國家直接投資額較小有關，據《2019 年度中國對外直接投資統計公報》，2019 年末中國對樣本中拉美國家直接投資存量共172.3 億美元，占我國對外直接投資存量0.78%。

為考察估計結果的穩健性，RE 回歸結果也在表5中列出，此外采用t年中國對拉美j國對外直接投資存量（OFDICjt）（數據來源見表3）替換OFDIjt進一步考察估計結果穩健性情況。觀察表5 的第2 和第3 列，解釋變量系數估計結果的符號一致且均符合預期，除FTAijt ×lnMFit之外其余解釋變量在5%顯著性水平上均統計顯著；接下來對比解釋變量lnOFDIjt更換為lnOFDICjt之后的回歸結果變化情況，解釋變量系數估計值變動很小，顯著性大致相同，模型估計有較強穩健性。

表5 中拉基于出口總量的回歸結果

六、基于出口產品技術分類視角的實證結果分析

（一）模型的選擇

各影響因素對不同技術水平產品出口的作用效果可能存在差異，故下面將深入探析中國對拉美不同技術水平制造業產品——資源密集型、低技術、中等技術和高技術制成品——出口的主要影響因素。首先須明確選擇混合回歸、FE、RE 三種模型中的哪種更加合適，檢驗方法同上，結果見表6，據檢驗結果實證研究資源密集型制成品出口影響因素選用RE 模型、研究另外三類制成品出口影響因素選用FE 模型。

表6 各類制成品出口模型檢驗結果

（二）模型參數估計結果

為考察估計結果穩健性，將FE 和RE 回歸結果在表7 和表8 中全部列出。據RE（資源密集型制成品出口）、FE（另外三類制成品出口）回歸結果（即表7 中第三列、第四列和表8 中第二列、第四列，下同），ρ都超過0.94，說明復合擾動項中uj占據主導地位，更加印證加入uj回歸的合理性，χ2或F統計量對應的P值概率都很小，表示模型整體擬合程度均較好。下面對RE（資源密集型制成品出口）、FE（另外三類制成品出口）模型實證結果做深入對比分析。

對于不同技術水平的出口產品，拉美國家GDP 的增加和中國貨幣自由度的提高均能顯著拉動中國對拉美出口增長。拉美GDP 對中國向拉美出口高技術制成品影響的彈性系數最高，中等技術制成品緊隨其后，中國的貨幣自由度對中國向拉美出口低技術制成品影響的彈性系數最高，表明拉美地區經濟發展水平越高的國家更傾向于多進口包含高技能的復雜技術制成品，而物價穩定對于我國對拉美的低技術制成品出口而言更為重要，這可能同低技術制成品技術含量較低，易于學習和生產，競爭方式主要依賴價格競爭有關，并且我國低技術制造業存在設計、品牌運營和營銷管理上的不足（段敏芳和左爽，2021），致使價格因素對中國低技術制成品出口的影響作用相較于其他類別制成品更大。

中拉要素稟賦差異對資源密集型、中等技術制成品出口正向影響不顯著，對低技術、高技術制成品出口正向影響分別通過5%、10%的顯著性檢驗。拉美地區自然資源豐富，對我國出口主要集中在初級產品和資源密集型制成品，中國生產要素結構逐漸調整優化、技術水平不斷提升，拉美自我國進口主要集中在工業制成品，而且自我國進口中資源密集型制成品占比較低，中拉要素稟賦較大的差異性使中拉貿易結構呈現出單一性；拉美眾多國家競爭力向資源密集型產品發展，2015 年拉美十八國資源密集型、中等技術制成品出口占總出口比重分別為19.18%、30.11%（孔帥等，2019）121，124，許多拉美國家的生產集中在初級產品、資源密集型產品和中等技術制成品領域，這可能是中拉要素稟賦差異對這兩種產品出口作用效果不顯著的主要原因，同時也是拉美對我國資源密集型和中等技術制造業依賴度較低的重要原因。

FTAijt與lnMFit乘積的交互項同中國對拉美的資源密集型制成品出口在5%顯著性水平上呈正相關關系，同其他類型產品出口正相關關系均不顯著，這使得此乘積交互項對中國向拉美國家出口總規模的影響不顯著。結果表明中國物價穩定對資源密集型制成品出口至拉美國家的促進作用會通過自由貿易協定的實施進一步加強。據中國自由貿易區服務網，中哥自貿協定2011 年生效后產品立即降至零關稅的占哥斯達黎加總稅目的62.9%，哥方五年、十年和十五年內降至零關稅產品占比分別為4%、21.5%和2.5%，保持最惠國關稅的占比8.9%，查閱《中國-哥斯達黎加自由貿易協定》附件中的哥方關稅減讓表發現，五年、十年和十五年內降至零關稅的產品中低技術、中等技術、高技術制成品居多；中秘自貿協定生效后秘方五年和十年內降至零關稅產品在秘魯總稅目中占比分別為12.94%和14.35%，不做關稅減讓的占8.05%；截至2015 年1 月1 日，中智自貿協定貨物貿易的降稅進程已完成。許多低技術、中等技術、高技術制成品并非是在自由貿易協定生效后立即采取零關稅而是分階段降低關稅，保障出口市場不受到猛烈沖擊，并且同中國簽署自貿協定的拉美國家數量仍然較少，這可能是FTAijt和lnMFit乘積交互項與這三類產品出口正相關關系均不顯著的主要原因。

對于四類制成品出口，中國向拉美國家對外直接投資水平均產生正向影響，但對資源密集型制成品出口的作用效果不顯著。下面對該結果做出解釋，研究樣本中的拉美國家礦產資源豐富，一些國家或林業資源、或水資源、漁業資源、或土地資源等其他自然資源豐富，吸引大量外資流入，中國對拉美直接投資涵蓋農業、采礦業、基礎設施、能源開發、制造業、金融等領域。墨西哥、巴西、智利、哥倫比亞、秘魯、巴拿馬和阿根廷相較于中國在資源密集型產品生產中具備比較優勢，總體而言相較于部分拉美國家，我國在資本密集型產業、復雜技術制造業具備比較優勢，據Kojima 互補效應模型拓展，國際直接投資既是貨幣資本轉移也是技術、知識資本等轉移，母國借對外直接投資轉移比較劣勢產業，投資東道國比較優勢產業，資本溢出效應和技術擴散使東道國比較優勢和比較劣勢產業受益擴張，最終帶來貿易額上升（康振宇，2017）。中國主要對拉美地區國家具備比較優勢的產業（如能源開發等）進行投資，提高了當地比較優勢部門產能，同時也會令當地比較劣勢部門獲得擴張，中國將一些比較劣勢產業轉移出去，釋放的生產要素便有機會流向比較優勢產業，如資本密集型產業、復雜技術制造業，比較優勢部門生產能力得以提升，從而增加對拉美國家出口規模。因此中國向拉美國家直接投資水平對資源密集型制成品出口的作用效果不顯著。

觀察表7 和表8，中國對拉美不同技術產品類別制成品出口的解釋變量系數估計值符號一致且均符合預期，FE、RE 兩種模型系數估計值相差較小，模型估計結果具有較強穩健性。

表7 中拉簡單技術制成品出口回歸結果

表8 中拉復雜技術制成品出口回歸結果

（三）穩健性檢驗

同樣將OFDIjt替換為OFDICjt做進一步的穩健性檢驗，結果列于表9，對比前文RE（資源密集型制成品出口）、FE（另外三類制成品出口）模型回歸結果，四類制成品出口模型的解釋變量系數估計值符號均未發生變化、大小無較大變動，顯著性情況基本無明顯改變；橫向比較來看，解釋變量系數估計值相對大小未發生轉變。故模型估計結果具備較強穩健性，回歸結果較為可靠。

表9 穩健性檢驗結果

七、結論及建議

經過出口密集度等指標測算發現，總體來看，2010—2019 年拉美自中國進口中資源密集型制成品占比較低；拉美對我國資源密集型和中等技術制造業依賴度較低，前者較后者更低，整體來看拉美對我國低技術和高技術制造業依賴度較高，中國低技術制造業較其他三類制造業對巴西、智利、哥倫比亞、秘魯市場滲透能力更強。從自然資源、資本、技術三種要素同勞動力數量相比的要素結構來看，中國同墨西哥、巴西、智利、哥倫比亞、秘魯、巴拿馬、阿根廷七國要素稟賦存在較大差異。之后通過構建擴展引力模型對這十年間中國與拉美十六國的數據樣本進行回歸分析，分別基于總量視角和結構視角探析中國對拉美出口的主要影響因素，最終得出以下主要結論：

拉美國家GDP、中拉要素稟賦差異、中國貨幣自由度、中國對拉美直接投資水平均對中國向拉美地區出口產生顯著促進作用，自貿協定生效情況與中國貨幣自由度的乘積交互項對中國向拉美出口的影響不顯著。

拉美國家GDP 的增加和中國貨幣自由度的提升均能顯著拉動中國對拉美不同技術水平制成品出口的增長，拉美地區經濟發展水平越高的國家更傾向于多進口包含高技能的復雜技術制成品，而物價穩定對我國向拉美出口低技術制成品更為重要；中拉要素稟賦差異對資源密集型和中等技術制成品出口的正向影響不顯著，對低技術和高技術制成品出口的正向影響通過10%的顯著性檢驗；中國物價穩定對資源密集型制成品出口至拉美國家的促進作用會通過自貿協定的實施進一步加強；對于四類制成品出口，中國對拉美國家的直接投資水平均產生正向影響，但對資源密集型制成品出口的作用效果不顯著。

在我國加快構建國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局及“一帶一路”建設已經進入高質量發展階段背景下，為實現中拉出口貿易結構優化升級，推動中國產業結構調整升級，促進拉美地區經濟更快發展，提出以下對策建議：

第一，對于我國的資源密集型產品制造業，可適當地將一部分生產轉移至在此類制造業具有比較優勢或潛在比較優勢的拉美國家。在低技術制造業著力打造中國的品牌優勢，注重產品質量，改善營銷管理模式，努力向產品價值鏈上游轉移。政府可以通過產業政策、貿易政策等對相應制造業企業提供支持和引導。此外投資拉美地區的中國企業應嚴格遵守當地有關標準規則，如勞工標準、環境標準，關注企業生產運營效益的同時關注對當地的社會影響，重視為當地帶來就業機會、保護當地環境、提升企業透明度等。

第二，以共建“一帶一路”為契機，在增強中拉基礎設施等領域互聯互通的同時，應加強中拉電子商務領域的合作，企業可以選擇搭建合適的跨境電子商務平臺、不斷完善商品供應系統，了解并滿足消費者的個性化、多樣化需求。

第三，積極加快中國-巴拿馬自由貿易區、中國-秘魯自貿協定升級談判進程，爭取早日取得實質性進展、圓滿完成談判進程，正在研究中的中國-哥倫比亞自由貿易區爭取早日啟動談判進程，對已生效的中-秘自由貿易協定、中-哥自由貿易協定和中-智自貿區升級協定的實施情況進行觀察和評估，并不斷改善和優化，逐步拓展拉美市場。

第四，中國從事對拉出口的企業應充分利用好自貿協定中各項優惠措施，最大限度降低出口成本，在激烈的市場競爭中占據更加有利位置，同時應加大創新研發力度，促進產學研深度融合，重視培育高級要素，生產出更多具備高附加值的產品，提高產品國際競爭水平。推動互聯網、人工智能、大數據、云計算等同實體經濟深度融合，創新生產模式，從而形成更加穩定的產業格局，實現出口產品種類多樣化、出口市場多元化、出口貿易結構升級化。