我国对外投资与出口贸易相互关系---基于跨国面板数据联立方程组的实证研究

余官胜 杨 文

（1.温州大学商学院 温州 325035 2.中国船舶重工集团公司第七一二研究所 武汉 430064）

一、引言

加入WTO以来，我国对外投资发展迅速，对外投资流量从2003年的28.5亿美元增加到2010年的688.1亿美元，增加了24倍之多，位列世界第5位。在这种背景下，我国学术界开始关注两个问题：一是什么因素推动对外投资的快速发展；二是对外投资对我国经济会产生怎样的影响。这两个问题的解答有助于我国对外经济政策的制定。由于出口贸易是我国经济增长的重要动力，并且与对外投资关系密切，因此国内许多学者考察对外投资与出口贸易之间的相互关系，相关文献多从出口贸易角度分析上述两个问题，得出较为丰富的研究结论。本文以此为基础，利用联立方程组研究我国对外投资与出口贸易之间的相互关系。

国内外的研究表明对外投资对出口贸易的影响依对外投资的动机不同可以分为贸易替代型和贸易互补型；而出口贸易则通过国际化先导推动对外投资的发展。本文利用我国对55个国家的对外投资与出口贸易跨国面板数据进行联立方程组系统估计，发现我国的对外投资并未对出口贸易产生影响，而出口贸易则对我国的对外投资有显著的推动作用；发达国家和发展中国家分类别样本数据也得出类似的结论。由此可以验证，我国对外投资的出口贸易替代性与互补性是相互抵消的，而出口贸易的发展则是引导对外投资的重要因素。

二、文献综述

有关对外投资与出口贸易之间关系的争论早在二战后的经典文献中便已存在，Mudell（1957）在新古典经济学H-O模型框架内强调商品流动和要素流动的替代型，因此对外投资在理论上会减少出口［1］。日本学者Kojima（1978）则结合日本实际从边际产业角度指出进行对外投资的产业往往是本国丧失比较优势的产业，因此对外投资应该与国际贸易之间存在互补关系［2］。理论上的争论导致近些年来国外文献大多从实证上检验两者之间的关系，Lim和Moon（2001）的实证研究发现针对不发达国家的对外投资或者衰退产业的对外投资均能促进母国的出口贸易［3］。Blonigen（2001）的证据表明对外投资对出口贸易的影响是不确定的，同时存在替代或互补的可能性［4］。进一步地，Kokko（2006）的研究则明确纵向对外投资与横向对外投资的出口贸易效应是不同的［5］。国外也存在一类文献关注对外投资与出口贸易的因果关系，Fontagne（1999）和 Kosekahyaoglu（2006）是其中的典型，他们的研究发现，一方面对外投资会通过与母国企业之间的贸易联系促进母国出口的发展；另一方面，出口贸易也能有效推动对外投资，这是因为出口是企业国际化进程的第一阶段行为［6］［7］。最近的文献大多集中在国别数据实证研究，Karpaty和Kneller（2011）利用瑞典数据发现高生产率跨国公司的对外投资能促进母国的出口贸易，并且这种促进效应还能扩散至其他本土企业［8］。Franco（2013）利用美国部门层面数据研究了不同动机对外投资对出口贸易产生的影响，发现市场寻求动机对外投资在很大程度上能促进出口贸易的发展［9］。

由于我国对外投资从加入WTO以后开始快速发展，该领域的研究也起步于21世纪初，李荣林（2002）较早地归纳分析了对外投资和出口贸易相关性的文献资料［10］。近年来该领域的实证研究则随着对外投资规模的扩大取得了较大的进展，王英和刘思峰 （2007）采用时间序列数据实证研究发现我国对外投资在促进出口贸易的同时也能优化出口结构［11］；张应武 （2007）利用引力模型分析发现我国对外投资与出口贸易之间存在相互促进的互补关系［12］。项本武 （2009）利用我国对50个国家地区的跨国面板数据模型进行协整研究发现长期内我国对外投资对出口贸易有较大的促进作用，短期影响则不明显［13］。杨震宁和贾怀勤 （2010）检验了对外投资和出口贸易之间的协整关系以及Granger因果关系，发现两者存在相互促进的因果联系［14］。李晓峰 （2011）利用国内省际面板数据进行实证研究，一方面发现出口贸易对对外投资存在明显的促进作用；另一方面也发现对外投资对出口贸易的影响存在区域差异性［15］。綦进红和陈晓丽（2011）采用我国同92个国家地区间的对外投资跨国面板数据发现总体而言我国的对外投资能促进出口贸易的发展，但分国别看我国对发展中国家的对外投资对出口贸易存在促进的互补作用；但对发达国家的对外投资却与出口贸易之间存在替代性［16］。胡昭玲和宋平 （2012）利用我国对105个国家地区对外投资的跨国数据应用动态VAR模型和面板Granger检验发现我国对外投资与出口贸易之间存在相互促进的双向关系［17］。

尽管国内外的实证研究较为丰富，并且研究方法也较为前沿，多数研究也表明我国对外投资和出口贸易之间存在双向关系，然而大多数文献在实证研究中并未考虑这种双向关系产生的内生性问题对研究结果的干扰。基于这种考虑，本文通过构造面板数据联立方程组模型进行实证研究，一方面能排除内生性问题对研究结果准确性的干扰；另一方面也能同时考察我国对外投资和出口贸易之间的内在相互关系。因此本文的研究不仅在方法上，而且在内容上均构成对该领域文献的有效补充。

三、联立方程组实证研究

（一）模型设定及变量描述

为了研究我国对外投资与出口贸易之间的内在相互关系，本文建立以下的联立方程组系统进行估计：

联立方程组系统中方程 （1）考察对外投资对出口贸易的影响，方程 （2）则考察出口贸易对对外投资的影响。在系统中log EXit为我国t年对i国出口贸易额 （万美元）的对数值；log ODIit为我国t年对 i国的对外投资额 （万美元）对数值。log GDPit为i国t年的GDP（亿美元，2000年美元价格）对数值，log PGDPit为i国t年的人均GDP（亿美元，2000年美元价格）对数值，该两项共同出现在方程 （1）和 （2）中，分别为了研究一国经济规模和经济发展水平如何影响我国对该国的出口贸易和对外投资。TRit为i国t年的贸易开放度，用i国进出口额占GDP的比重衡量，贸易开放度体现了一国的综合贸易政策，会影响我国对该国的出口贸易；log DISi则为我国与i国的距离对数值，用我国首都与i国首都的直线距离 （千米）衡量，按照引力模型，两国距离也是影响两国间贸易额的重要因素。FDIit为i国t年的外资开放度，用i国引进外资额占GDP的比重度量，较高的外资开放度有利于吸引我国对i国的对外投资；POLit为i国t年的政治稳定变量，由Gastil（1991）构造的定性指标度量［18］，较高的政治稳定度有助于吸引我国的对外投资。ui和φi为地区变量，vt和φt为时间变量，εit和τit则为回归残差。

本文模型的数据为2003-2010年间55个国家的跨国面板数据，包括18个亚洲国家、18个非洲国家、9个欧洲国家、8个美洲国家和2个大洋洲国家①本文的样本国包含孟加拉国、柬埔寨、印度、印度尼西亚、日本、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、韩国、老挝、马来西亚、蒙古、巴基斯坦、菲律宾、沙特阿拉伯、新加坡、泰国、土耳其、越南、阿尔及利亚、安哥拉、博茨瓦纳、喀麦隆、刚果 （金）、科特迪瓦、埃及、埃塞俄比亚、加纳、肯尼亚、马达加斯加、毛里塔尼亚、毛里求斯、摩洛哥、尼日利亚、南非、乌干达、赞比亚、丹麦、法国、德国、意大利、荷兰、罗马尼亚、俄罗斯、乌克兰、英国、阿根廷、巴西、厄瓜多尔、墨西哥、秘鲁、委内瑞拉、加拿大、美国、澳大利亚、新西兰。。我国对这些国家的出口贸易数据来源于历年 《中国贸易外经统计年鉴》；对这些国家的对外投资数据来源于商务部发布的 《2010年中国对外投资统计公告》；各个国家的GDP、人均GDP、贸易开放度、外资开放度数据均来自于世界银行发布的 《世界发展指标》；我国与各个国家的距离则由距离计算器②网址为 http：／／www.timeanddate.com／worldclock／distance.html。测算而得；各国政治稳定指标则来自于自由之家 （Freedom House）依据Gastil方法计算发布的 《2011年世界自由度》（Freedom in World 2011），由数字1～7衡量各国的政治稳定，越高的指标代表更高的政治稳定度。

（二）回归结果及分析

联立方程组的回归分为单方程估计方法和系统估计方法，本文首先使用单方程估计方法中的普通最小二乘法和二阶段普通最小二乘法对系统进行估计，得到表1的结果。

从回归结果可以发现，在方程 （1）出口贸易的影响因素中，log GDPit的系数显著为正，说明我国对经济规模较大的国家有较多的出口；log PGDPit的系数显著为负，反映出在控制经济规模后，我国对经济发展水平较高的国家出口较少，这是因为我国的出口品仍然是低档产品，需求在高收入水平国家反而较少；TRit的系数显著为正，说明我国对贸易开放度较高的国家有较多的出口，这是因为贸易开放度较高的国家往往有较为自由的贸易政策；log DISi的系数显著为负，说明与我国距离较远的国家贸易较少，符合引力模型的预期；log ODIit的系数在OLS回归结果中显著为正，但在2SLS回归结果中却不显著，说明单方程回归并没有得出我国对外投资能促进出口贸易的确切结论。在方程（2）对外投资的影响因素中，log GDPit的系数显著为负，说明我国对经济规模较大国家的对外投资较少，log PGDPit的系数不显著，说明东道国经济发展水平并不影响我国对其的对外投资；FDIit的系数在OLS的结果中不显著，但在2SLS的回归结果中显著为正，尚未得出东道国外资开放能促进我国对外投资的准确结论；POLit的系数显著为正，说明政治稳定度较高的国家更能吸引我们的对外投资；log EXit的系数显著为正，反映了我国对一国的出口贸易能显著地推动对该国的对外投资，这是因为出口贸易是企业国际化的先导，出口贸易的发展有助于企业对东道国的合作与了解，有利于在当地投资的发展。

单方程回归方法的缺点在于忽略了方程之间的联系，并未将方程组作为一个系统进行估计，因此可能导致回归结果的信息不充分。为了弥补这一缺陷，本文进一步使用联立方程组系统估计方法中的三阶段最小二乘法和迭代式三阶段最小二乘法对系统进行估计，得到表2的结果。

表1 单方程估计回归结果

注：括号内为P值，*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。

系统估计方法中三阶段最小二乘法和迭代式三阶段最小二乘法得出的结论与单方程估计结果基本类似，不同的是在方程 （1）中，系统估计法回归结果中log ODIit的系数均不显著，在方程 （2）中log EXit则均显著为正，该结果说明了在考虑内生性问题后，我国对外投资并没有对出口贸易产生影响，而出口贸易却对我国的对外投资有明显的推动作用。根据各类文献的分析，对外投资因动机不同可能是出口替代型或出口互补型，本文的结果则表明综合地看我国对外投资的出口替代和互补效应正好相抵，对出口贸易并不产生影响；出口贸易则通过企业在东道国率先进行国际化而促进对外投资的发展。

（三）分类别国家回归结果及分析

为了进一步明确我国对不同国家对外投资与出口贸易之间的关系，本文分别利用发达国家和发展中国家样本数据对联立方程组系统进行回归。按照联合国的标准，人均GDP在1万美元以上的国家为发达国家，1万美元以下的为发展中国家，本文据此将样本中的国家分类进行3SLS回归，得到表3的结果。

表3 分类别国家3SLS回归结果

由于发达国家的政治稳定性指标较为相似，为了避免产生共线性问题，本文在发达国家样本回归中并没有添加政治稳定性变量。从表3的结果可以发现，变量系数的符合和显著性均基本与表2相似。无论是在发达国家还是发展中国家样本回归结果中，我国对外投资对出口的影响均不显著，而出口贸易对我国对外投资均有明显的推动作用，进一步明确了表2的回归结果，也表明本文回归结果是稳健的。

四、面板数据因果关系检验

为了进一步明确我国对外投资与出口贸易之间的内在关系，本文使用动态面板数据估计方法对两者之间的因果关系进行检验。分别使用对外投资和出口贸易的滞后一期和滞后二期值作为解释变量，本文建立如下的动态面板数据估计方程：

这里下标t-1和t-2分别表示滞后一期和滞后二期。分别利用全样本数据、发达国家数据和发展中国家数据对方程 （3）和 （4）进行回归，得到表4的结果。

表4 动态面板数据因果检验估计结果

从回归结果可以发现，在方程 （3）出口贸易的动态面板数据回归结果中，除了发展中国家样本的滞后二期值在10%水平上显著外，其他对外投资滞后值的系数均不显著，说明了我国对外投资并不是出口贸易的原因。而在方程 （4）对外投资的动态面板数据中，除发达国家样本的回归系数不显著外，全样本和发展中国家样本的出口贸易滞后一期和二期值回归系数均在1%的水平上显著为正，说明了我国出口贸易是推动对外投资发展的重要原因。由此可见表四的因果检验结果有效地验证了本文联立方程组系统的回归结果。

五、结论及政策含义

在经济全球化程度越来越高的背景下，我国出口贸易和对外投资之间的关系已成为政策制定者和学术工作者共同关注的话题，本文通过构建联立方程组系统，利用我国对55个国家的对外投资和出口贸易跨国面板数据研究两者之间的内在关系。本文的实证研究利用全样本以及发达国家和发展中国家分国别样本数据进行会均发现我国的对外投资并未对出口贸易产生显著影响，而出口贸易则显著地推动了对外投资的发展，由此说明了在我国一方面对外投资的出口替代性和互补性是相互抵消的，另一方面出口贸易则是企业进行对外投资的重要先导。进一步地，本文通过构建动态面板数据回归方程检验对外投资和出口贸易之间的因果关系，结果表明出口贸易是对外投资的重要原因，而对外投资则不是出口贸易的原因，验证了本文联立方程组的实证研究结果。

本研究成果不仅在学术上具有方法和内容的创新性，能丰富该领域的现有研究成果，而且对相关部门的政策制定也有一定的参考价值。一方面，本研究成果表明综合性的我国对外投资并不能促进出口贸易的发展，因此为了促进出口，全面推行促进对外投资政策将是无效的，政府应有针对性地根据对外投资的动机和类型实行区别对待，鼓励出口互补型的对外投资优先发展。另一方面，本研究成果也表明出口贸易能有效地促进对外投资的发展，因此政府应鼓励企业通过以出口为先导有效推动对外投资的发展，政府部门应配合企业在出口行为中处理好和东道国的关系，在出口行为中逐步推行企业国际化，以实现出口贸易更加有效地促进对外投资的效果。