OFDI 影響中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口擴(kuò)展邊際的實(shí)證檢驗(yàn)

羅 冰

（東莞城市學(xué)院 金融與貿(mào)易學(xué)院，廣東 東莞 523000）

一、引言

改革開放以來，中國(guó)一直積極地參與全球經(jīng)濟(jì)分工與合作，當(dāng)前已經(jīng)成為全球最大的出口貿(mào)易國(guó)和第二大對(duì)外直接投資國(guó)。汽車產(chǎn)業(yè)在很大程度上標(biāo)志著一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)和技術(shù)創(chuàng)新水平，增加其出口產(chǎn)品多樣化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)及技術(shù)發(fā)展有重要意義。

Hummels 和Klenow（2005）把出口增長(zhǎng)沿著擴(kuò)展邊際和集約邊際兩條路徑進(jìn)行分解，擴(kuò)展邊際是指由于新增加的貿(mào)易關(guān)系而發(fā)生的貿(mào)易增長(zhǎng)，是出口產(chǎn)品多元化的衡量指標(biāo)，出口產(chǎn)品多樣化程度越高，則擴(kuò)展邊際值越大；相應(yīng)地，集約邊際即在非新增的貿(mào)易關(guān)系下發(fā)生的出口增長(zhǎng)，指的是出口產(chǎn)品數(shù)量的增長(zhǎng)。研究的擴(kuò)展邊際即來自二元邊際中的一種，對(duì)擴(kuò)展邊際進(jìn)行研究具有重要意義。新新貿(mào)易理論的觀點(diǎn)表明，倘若一個(gè)國(guó)家在出口模式上過度依賴數(shù)量的增長(zhǎng)，即“粗放型”出口模式，將會(huì)對(duì)其貿(mào)易條件產(chǎn)生消極影響，國(guó)際上發(fā)生的經(jīng)濟(jì)沖擊也會(huì)對(duì)其產(chǎn)生較大的負(fù)向影響，抵御能力隨之降低。因此，一國(guó)不應(yīng)僅僅追求出口數(shù)量上的增加，增加出口產(chǎn)品的種類對(duì)降低中國(guó)出口風(fēng)險(xiǎn)的作用更大，政策應(yīng)該更加支持出口產(chǎn)品往著擴(kuò)展邊際的路徑進(jìn)行，才會(huì)使中國(guó)貿(mào)易條件更加穩(wěn)定。賀培和封肖云等人（2017）使用2003—2014 年數(shù)據(jù)考察了OFDI 與出口二元邊際的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)OFDI 與出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際形成顯著的先增后降趨勢(shì)，即“倒U 型”；而與集約邊際之間則沒有明顯作用。已有文獻(xiàn)研究中較少把出口擴(kuò)展邊際細(xì)化到產(chǎn)業(yè)，因此本文探究OFDI 對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際的影響。

二、擴(kuò)展邊際

（一）擴(kuò)展邊際的計(jì)算公式

參考Hummels 和Klenow(2005)對(duì)二元邊際的分解及擴(kuò)展邊際的計(jì)算公式，得出擴(kuò)展邊際定義公式如下所示：

EMij 為i國(guó)（這里i 國(guó)即中國(guó)）向j 國(guó)出口的擴(kuò)展邊際，w 表示參考國(guó)，本文選取全世界作為參考國(guó)，K表示中國(guó)向j 國(guó)出口的產(chǎn)品集合，K表示世界向j 國(guó)出口的產(chǎn)品集合。P 代表出口產(chǎn)品的單價(jià)，X 代表出口產(chǎn)品的數(shù)量。式中的分母表示在全球出口的所有產(chǎn)品集下，世界向j 國(guó)出口所有產(chǎn)品的總額；分子則表示在中國(guó)向j 國(guó)發(fā)生出口的產(chǎn)品集下，世界向j 國(guó)出口的總額。擴(kuò)展邊際的值越小，說明中國(guó)相對(duì)于世界而言的出口種類越少，若EM=0，則說明中國(guó)出口世界所能出口的產(chǎn)品種類為0；擴(kuò)展邊際值越大，說明中國(guó)與世界所出口的產(chǎn)品種類重疊程度越大，若EM=1，則說明全球能夠出口的產(chǎn)品，中國(guó)都能夠出口，此時(shí)出口產(chǎn)品的擴(kuò)展邊際值達(dá)到最大。因此，擴(kuò)展邊際所表示的含義是全球在中國(guó)出口產(chǎn)品集合下的出口額占全球總出口額的比重，衡量了中國(guó)出口產(chǎn)品的廣度，即多元化程度。

（二）中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際分解

計(jì)算汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際，基于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)下的HS-6 位數(shù)分類，由于模型所涉及的數(shù)據(jù)更新原因，選擇了2003—2016 年中國(guó)與汽車產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易伙伴前40 名的第87 類產(chǎn)品出口額作為計(jì)算基礎(chǔ)。基于所選取的數(shù)據(jù)以及擴(kuò)展邊際公式的計(jì)算，得出了中國(guó)與40 個(gè)貿(mào)易伙伴的汽車產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際，將全部樣本國(guó)家每年的擴(kuò)展邊際取平均值，可以得出圖1所示的變化趨勢(shì)圖。

圖1 2003—2016 年中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口擴(kuò)展邊際趨勢(shì)圖

如圖1 所示，擴(kuò)展邊際總體趨勢(shì)呈現(xiàn)出顯著增長(zhǎng)的特征，在該期間內(nèi)，中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口量不斷飆升。2002 年，中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的出口輛為2.2 萬輛，10 年后其出口便升到了上百萬輛。擴(kuò)展邊際從2003 年的最低點(diǎn)0.6709 一直持續(xù)增大，從2006 年起中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的出口擴(kuò)展邊際就一直處于高于0.8 的區(qū)間。2008 年金融危機(jī)爆發(fā)時(shí)，對(duì)擴(kuò)展邊際沒有展現(xiàn)出明顯的影響，到了2009 年、2010 年汽車產(chǎn)業(yè)出口擴(kuò)展邊際有顯著的下降，2011 年、2012 年回升到歷史最高峰，達(dá)到0.85 以上，以后幾年由于經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不穩(wěn)定，大都處于下降趨勢(shì)。這是因?yàn)榻鼛啄耆蚪?jīng)濟(jì)發(fā)展處于低迷狀態(tài)，使消費(fèi)者對(duì)高水平的消費(fèi)支出顯得更加小心謹(jǐn)慎，因此造成了汽車的意愿購(gòu)買率偏低。除此之外，國(guó)外實(shí)行的貿(mào)易關(guān)稅壁壘對(duì)中國(guó)出口產(chǎn)生不利影響，使汽車產(chǎn)業(yè)的出口門檻變高。在國(guó)際形勢(shì)復(fù)雜情況下，2015 年中國(guó)在自主品牌的出口上仍沒有較大的創(chuàng)新，此時(shí)即使在海外設(shè)廠投資，也難以抵擋國(guó)際市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)沖擊，外部條件十分艱辛。這說明了當(dāng)前中國(guó)的汽車產(chǎn)業(yè)不僅在品牌上，還在研發(fā)技術(shù)方面、服務(wù)方面，都與美國(guó)、歐洲等發(fā)達(dá)國(guó)家存在一定的差距。為了抵御外部環(huán)境對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的沖擊，我們需要不斷完善產(chǎn)品品質(zhì)和包裝、加強(qiáng)產(chǎn)品的售前售后服務(wù)及加快產(chǎn)品研發(fā)速度。

（三）提出假設(shè)

隨著OFDI 的迅速增長(zhǎng)，中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易也不斷地提升。因此猜想對(duì)外直接投資與汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際之間存在正相關(guān)的關(guān)系，即隨著對(duì)外直接投資的增長(zhǎng)，會(huì)對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際造成促進(jìn)作用。提出假設(shè)：

H：OFDI 對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際具有正向促進(jìn)作用。

三、模型的構(gòu)建

（一）樣本國(guó)家和數(shù)據(jù)選取

選取2003—2016 年中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口額前40 個(gè)主要國(guó)家或地區(qū)為樣本，選取的依據(jù)為2016 年中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口的前40 個(gè)國(guó)家或地區(qū)，對(duì)該40 國(guó)或地區(qū)的汽車產(chǎn)業(yè)出口量占該年汽車產(chǎn)業(yè)總出口量的84.6%以上，研究的前40 國(guó)或地區(qū)具有較強(qiáng)的代表性。對(duì)于汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際的計(jì)算，選取了HS 分類的第87 類商品下的六分位數(shù)據(jù)作為計(jì)算依據(jù)，樣本量共560 個(gè)。

（二）計(jì)量模型的設(shè)定

Tinbergen（1962）認(rèn)為兩個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)水平與兩國(guó)間的貿(mào)易額成正相關(guān)關(guān)系，而兩國(guó)間的地理距離與貿(mào)易額成負(fù)相關(guān)關(guān)系，這就構(gòu)成了著名的貿(mào)易引力模型，開創(chuàng)了引力模型的先河。隨著學(xué)者對(duì)該引力模型的不斷修改和完善，該模型越來越成熟，后來新貿(mào)易理論和新新貿(mào)易理論把經(jīng)濟(jì)規(guī)模和貿(mào)易成本的解釋引進(jìn)貿(mào)易引力模型中。用一國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示其經(jīng)濟(jì)規(guī)模，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大的國(guó)家，越有能力去生產(chǎn)或者引進(jìn)更多更優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品。對(duì)于出口國(guó)來說，基于規(guī)模經(jīng)濟(jì)理論，一國(guó)的實(shí)際GDP 越高，就越容易產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)使得其以更低的生產(chǎn)成本生產(chǎn)出更大規(guī)模的產(chǎn)量。而隨著專業(yè)化分工的出現(xiàn)，極大地提高了生產(chǎn)效率，從而提升了產(chǎn)品的多元化程度。故猜想汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際會(huì)隨著中國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增大而增大，預(yù)期符號(hào)為正。對(duì)于進(jìn)口國(guó)來說，根據(jù)新貿(mào)易理論，一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，其對(duì)產(chǎn)品的數(shù)量、質(zhì)量、多樣化的要求就越高。故本文認(rèn)為，東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，中國(guó)對(duì)其出口的汽車產(chǎn)業(yè)擴(kuò)展邊際程度就越高，預(yù)期兩者呈正向影響的關(guān)系。另外，兩國(guó)間的距離代表著貿(mào)易成本，距離越遠(yuǎn)說明貿(mào)易成本越高，反之亦然。高昂的貿(mào)易成本會(huì)使兩國(guó)間的貿(mào)易額降低，盡管國(guó)際分工對(duì)所有國(guó)家來說都有利可圖，但正是由于貿(mào)易成本、自然資源等條件的限制下，使得一個(gè)國(guó)家并不會(huì)只生產(chǎn)其具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)品。本文預(yù)期兩國(guó)間的距離與擴(kuò)展邊際成反向變動(dòng)的關(guān)系。

改革發(fā)展以來，中國(guó)對(duì)外直接投資是進(jìn)行國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作的重要渠道。根據(jù)相關(guān)理論表明，對(duì)外直接投資既可以與出口形成一種相輔相成的關(guān)系，兩者共同發(fā)展；也可以與出口貿(mào)易形成相互替代的作用，即兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)影響。而對(duì)于不同的產(chǎn)業(yè)或周期，上述兩者也會(huì)產(chǎn)生不同的關(guān)系。為了找出對(duì)外直接投資與汽車產(chǎn)業(yè)出口產(chǎn)品多元化的關(guān)系，本文參考了劉鈞霆（2019）的做法，把OFDI 納入雙邊貿(mào)易引力模型中，作為主要解釋變量，預(yù)期作用為正。

方巧云（2016）認(rèn)為若一國(guó)與進(jìn)口貿(mào)易國(guó)之間存在貿(mào)易壁壘，就會(huì)產(chǎn)生阻止生產(chǎn)率較低的企業(yè)進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)的效應(yīng)，即存在著附加的固定成本。若降低了兩國(guó)間的貿(mào)易壁壘，使得本土企業(yè)接觸外國(guó)市場(chǎng)的機(jī)會(huì)增加，從而對(duì)擴(kuò)展邊際產(chǎn)生有利影響。降低貿(mào)易壁壘的方法有降低關(guān)稅、建立關(guān)稅同盟區(qū)、解除進(jìn)出口配額、簽訂自由貿(mào)易協(xié)定等。由于中國(guó)加入WTO 后極大地降低了與貿(mào)易大國(guó)的貿(mào)易壁壘，用中國(guó)與貿(mào)易對(duì)象國(guó)是否同時(shí)作為世界貿(mào)易組織成員國(guó)設(shè)置虛擬變量，是的話變量設(shè)為1，否則為0。

借鑒錢學(xué)峰（2010）的方法，將金融危機(jī)設(shè)置為虛擬變量的形式納入計(jì)量模型。金融危機(jī)發(fā)生在2008年，但從汽車產(chǎn)業(yè)出口數(shù)據(jù)的波動(dòng)情況可以看出，金融危機(jī)對(duì)汽車產(chǎn)業(yè)的沖擊主要產(chǎn)生于2009 年，表現(xiàn)為總體出口額下降，故把該變量在2009 年時(shí)設(shè)為1，其它年份設(shè)為0。

基于貿(mào)易引力模型本文所構(gòu)建的計(jì)量模型如下：

（三）變量與數(shù)據(jù)

1.擴(kuò)展邊際（EMijt）。基于HS 分類的第87 類下的六分位數(shù)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)計(jì)算而得，擴(kuò)展邊際的計(jì)算方法借鑒Hummels 和Klenow （2005）的做法。數(shù)據(jù)來源于UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.中國(guó)對(duì)外直接投資（OFDI）。選取中國(guó)歷年對(duì)外直接投資的存量作為主要解釋變量，因?yàn)檩^流量而言存量更能顯示一個(gè)國(guó)家當(dāng)年的對(duì)外直接投資量，單位為萬美元，對(duì)其進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。數(shù)據(jù)來源于歷年中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

3.中國(guó)和東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDPit 和GDPjt）。一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模大小，是發(fā)展該地區(qū)產(chǎn)業(yè)的一個(gè)重要因素，對(duì)其出口額或出口多元化具有重要影響。而東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模大小，是該國(guó)進(jìn)口規(guī)模和進(jìn)口種類的重要影響因素，故同時(shí)把它們進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理后納入模型中，單位為萬美元，數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。

4.兩國(guó)間的距離（DIST）。選取兩個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)中心之間的距離作為衡量貿(mào)易成本的指標(biāo)，貿(mào)易成本是對(duì)二元邊際產(chǎn)生重要影響的變量，若兩國(guó)相距越遠(yuǎn)，貿(mào)易成本就越高，反之亦然。選取距離的對(duì)數(shù)納入計(jì)量模型，數(shù)據(jù)來源于CEPII 數(shù)據(jù)庫(kù)。

5.是否加入世貿(mào)組織（FTA）。已有文獻(xiàn)實(shí)踐證明，建立自由貿(mào)易區(qū)對(duì)二元邊際的影響較大，把一個(gè)國(guó)家或地區(qū)該年是否加入WTO 納入模型中，設(shè)置為一個(gè)虛擬變量。中國(guó)從2001 年12 月開始已經(jīng)加入WTO，故在樣本時(shí)間內(nèi)中國(guó)均已經(jīng)是WTO 成員，若對(duì)象國(guó)該年已經(jīng)是WTO 組織成員，該變量則取1，否則取0。數(shù)據(jù)來源于CEPII 數(shù)據(jù)庫(kù)。

6.2008 年金融危機(jī)產(chǎn)生的外部沖擊（SHOCK）。2007 年中國(guó)對(duì)世界的汽車產(chǎn)品出口總額為310.10 億美元，2008 年為392.73 億美元，2007—2008 年仍處于上升狀態(tài)。受到金融危機(jī)的影響后，2009 年中國(guó)的汽車產(chǎn)業(yè)出口額降為279.31 億美元，兩者相比下降了113.42 億美元。故認(rèn)為受到金融危機(jī)沖擊較嚴(yán)重的年份為2009年，因此該變量將2009 年設(shè)置為1，其他年份為0。

以上變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如下表所示，樣本量共為560 個(gè)，其中中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口的擴(kuò)展邊際均值為0.816，由于擴(kuò)展邊際的取值區(qū)間為[0，1]，因此該均值說明了中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)展邊際從總體上看處于一個(gè)中高等水平，但是其最小值為0.253，最大值為0.997，波動(dòng)幅度較大，存在可以改善的空間；其他變量的均值和標(biāo)準(zhǔn)差都處于正常狀態(tài)，樣本數(shù)據(jù)質(zhì)量良好。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，采用方差膨脹因子（VIF）方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量之間不存在多重共線性。另外，通過豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果為拒絕原假設(shè)，故選擇了固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型，且分別使用最小二乘法（OLS）與固定效應(yīng)模型（FE）進(jìn)行對(duì)比，使得結(jié)果更具有可信度。因此，上述模型的回歸結(jié)果如表2 所示。

表2 OFDI 對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際的影響

表中的第（1）、（2）列是用最小二乘法回歸的結(jié)果，在OLS 模型及控制時(shí)間效應(yīng)的基礎(chǔ)上，無論是否控制國(guó)家對(duì)效應(yīng)，OFDI 對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)品出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際都呈現(xiàn)出了顯著為正的影響，表明OFDI 的增加能夠促進(jìn)中國(guó)汽車產(chǎn)品的出口多元化增長(zhǎng)。在第（1）列中，OFDI 在1%的水平下顯著為正，說明對(duì)外直接投資對(duì)汽車產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)展邊際影響是非常顯著的，其系數(shù)為0.0253，表示OFDI 每增加1%將使擴(kuò)展邊際出口增長(zhǎng)0.0253%，證明對(duì)外直接投資能夠有效地促進(jìn)出口產(chǎn)品的擴(kuò)展邊際增長(zhǎng)。為了有效降低估計(jì)偏差，在第（2）列我們對(duì)各個(gè)國(guó)家對(duì)之間的效應(yīng)加以控制，與第（1）列形成有效的對(duì)比。為了避免無法觀測(cè)變量引起的估計(jì)偏差，本文使用了加入國(guó)家對(duì)固定效應(yīng)的貿(mào)易引力模型。在對(duì)國(guó)家對(duì)進(jìn)行控制下，OFDI 的系數(shù)仍然顯著為正，在5%的顯著性水平下其系數(shù)為0.0137，表明增加1%的對(duì)外直接投資額，將促進(jìn)0.0137%的擴(kuò)展邊際增長(zhǎng)。

第（3）、（4）列是用固定效應(yīng)模型回歸的結(jié)果，lOFDI 的系數(shù)都表明了對(duì)外直接投資對(duì)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際呈現(xiàn)出顯著促進(jìn)的作用。在第（3）列，我們沒有對(duì)時(shí)間效應(yīng)進(jìn)行控制，僅控制了國(guó)家對(duì)的固定效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)lOFDI 的系數(shù)為0.0131。隨后對(duì)第（4）列進(jìn)行時(shí)間效應(yīng)和國(guó)家對(duì)效應(yīng)的雙重控制，lOFDI的系數(shù)為0.0137，兩個(gè)模型都在5%的水平下顯著為正，且系數(shù)相差較小，結(jié)果較為可信。根據(jù)回歸結(jié)果顯示，本文認(rèn)為：無論在最小二乘法或固定效應(yīng)模型下，OFDI 對(duì)擴(kuò)展邊際的影響系數(shù)穩(wěn)定在0.013 附近，且在5%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果證實(shí)了前文的假設(shè)，即OFDI 對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)擴(kuò)展邊際具有促進(jìn)作用。

其他控制變量在上述的四個(gè)模型中，相關(guān)關(guān)系和影響方向基本沒有發(fā)生變化。中國(guó)和貿(mào)易對(duì)象國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDPi，GDPj）幾乎都對(duì)擴(kuò)展邊際呈現(xiàn)出了顯著為正的影響，但對(duì)象國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模影響更為顯著，這是由于對(duì)象國(guó)的經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，對(duì)所需的產(chǎn)品多樣化程度就越高。在最小二乘法（OLS）模型下，兩個(gè)國(guó)家間的距離（DIST）對(duì)出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際呈現(xiàn)出了負(fù)向的影響，說明兩個(gè)國(guó)家距離越遠(yuǎn)，其貿(mào)易成本越高，對(duì)擴(kuò)展邊際形成抑制的作用。而在固定效應(yīng)模型下，由于距離不隨時(shí)間的變動(dòng)而變化，故在該模型下把距離這個(gè)變量刪去。加入世貿(mào)組織（FTA）與擴(kuò)展邊際在該樣本數(shù)據(jù)下呈現(xiàn)出了負(fù)向的關(guān)系，但并不顯著，加入世貿(mào)組織對(duì)中國(guó)來說既是一個(gè)機(jī)遇，又是一個(gè)挑戰(zhàn)，要緊緊抓住這個(gè)機(jī)遇，加強(qiáng)自身薄弱的方面，提升在國(guó)際上的競(jìng)爭(zhēng)力，才能形成對(duì)中國(guó)有利的影響。金融危機(jī)沖擊（SHOCK）盡管減少了中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的出口總額，但是對(duì)出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際影響較小，盡管其系數(shù)都為負(fù)數(shù)，但是影響不顯著，因此金融危機(jī)對(duì)出口產(chǎn)品數(shù)量（即集約邊際）的沖擊較大，而對(duì)出口產(chǎn)品多樣化（擴(kuò)展邊際）沖擊較小。這與Bernard et al.（2009）、陳波和荊然（2013）眾多學(xué)者的研究結(jié)果是相近的。

五、結(jié)論與建議

實(shí)證分析結(jié)果顯示，對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)的擴(kuò)展邊際具有顯著促進(jìn)作用，其系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為0.0137，即中國(guó)對(duì)外直接投資每增加一個(gè)百分點(diǎn)，汽車產(chǎn)業(yè)出口的擴(kuò)展邊際便提高0.0137 個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)果從側(cè)面說明了對(duì)外直接投資具有出口創(chuàng)造效應(yīng)，印證了OFDI 與出口貿(mào)易間形成了互補(bǔ)的作用。因此，提出以下三點(diǎn)建議：第一，提高中國(guó)對(duì)外直接投資額，同時(shí)增大貿(mào)易開放程度。改革開放40 年來，中國(guó)積極參與全球市場(chǎng)上的分工合作，同世界各國(guó)的貿(mào)易程度不斷深化，對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)營(yíng)造一個(gè)良好的外部交流環(huán)境有重要作用。根據(jù)本文的實(shí)證分析可知，增加對(duì)外直接投資能直接對(duì)中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)出口增長(zhǎng)擴(kuò)展邊際形成促進(jìn)作用，加大對(duì)外直接投資對(duì)中國(guó)形成開放式市場(chǎng)及出口產(chǎn)品多樣化有巨大作用。第二，積極利用逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)。汽車產(chǎn)業(yè)是一個(gè)技術(shù)性較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)，可以說誰掌握了技術(shù)，誰就掌握了話語(yǔ)權(quán)。對(duì)外直接投資能造成逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，因此把握好每一個(gè)學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)的機(jī)會(huì)，是中國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的當(dāng)務(wù)之急。第三，拓展新興市場(chǎng)，推動(dòng)出口擴(kuò)展邊際共同增長(zhǎng)。我國(guó)汽車產(chǎn)業(yè)的出口市場(chǎng)較為集中，大多數(shù)為歐洲、美國(guó)、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家。對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家而言，對(duì)其出口的汽車產(chǎn)品多樣化程度已經(jīng)達(dá)到較飽滿的狀態(tài)，即擴(kuò)展邊際的上升空間已經(jīng)很小。因此，為了從總體上推進(jìn)汽車產(chǎn)業(yè)的出口，首要任務(wù)是拓展發(fā)展中國(guó)家市場(chǎng)，尤其是一些新興市場(chǎng)。

[注釋]

①第87 類的商品名稱為：車輛及其零件、附件，但鐵道及電車道車輛除外。

②40 個(gè)國(guó)家或地區(qū)分別是：美國(guó)、日本、伊朗、墨西哥、德國(guó)、越南、韓國(guó)、菲律賓、泰國(guó)、俄羅斯、印度、英國(guó)、加拿大、馬來西亞、緬甸、澳大利亞、荷蘭、印度尼西亞、中國(guó)香港、阿聯(lián)酋、意大利、沙特阿拉伯、巴西、埃及、智利、西班牙、法國(guó)、土耳其、秘魯、尼日利亞、波蘭、哥倫比亞、巴基斯坦、南非、阿根廷、阿爾及利亞、委內(nèi)瑞拉、哈薩克斯坦、孟加拉國(guó)、比利時(shí)。

③VIF 檢驗(yàn)表明：所有變量的方差膨脹因子均值為1.46，且各個(gè)變量的方差膨脹因子均小于3。