我国OFDI与出口贸易的引力模型分析

全诗凡，徐 清

（1.云南财经大学城市学院，昆明650221;2.中国人民银行福州中心支行，福州350003）

一、引言与文献综述

全球经济一体化是世界经济发展的必然趋势，改革开放使我国走上了全球经济一体化的道路，我国与世界经济体系的融合程度不断加深。国际贸易与国际投资参与度是衡量一国对外开放程度高低的最直接指标。在国际贸易上，2010年我国的进出口总额达到了29740亿美元，世界排名第二;在国际投资上，2010年我国吸引的外商直接投资（Foreign Direct Investment，FDI）达到了1057亿美元，世界排名也是第二位。相对来说，我国对外直接投资（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）却增长缓慢，2004年我国OFDI为20.81亿美元，这一数据在10前就达到了20亿美元，10年时间几乎是零增长。这一状况在2004年以后有了转变，基于国内经济增长与产业结构升级等方面的要求，我国确立了“走出去”战略，2004年以后我国的OFDI开始了迅猛发展，2005年达到了119亿美元，之后增长速度不减，2010年达到了678亿美元。①进出口、FDI数据来源于《中国统计年鉴》;OFDI数据来源于外汇管理局的国际收支平衡表，并使用借方数据;贸易与投资的世界排名数据来源于《国际统计年鉴》。OFDI的快速增长提升了我国在国际分工中的地位，但也引出了一个问题，即我国OFDI的快速增长是否会影响我国对外贸易的发展，尤其是出口贸易的发展。

关于贸易与投资的关系，主要有两种代表性观点，一是认为投资与贸易之间是相互替代的关系，这种观点认为国际贸易和国际投资都有相应的成本，企业选择投资能避开贸易成本，选择贸易能避开投资成本，因此二者是相互替代的（Mundell，1957）。[1]这种观点在 20 世纪 60 年代以前较为盛行，由于当时各国都普遍存在贸易保护政策，关税与非关税壁垒林立，国际间投资的目的主要是为了绕过关税等壁垒，因此资本流动不过是使得产品的生产从母国移动到了东道国，国际贸易转换成了国内贸易，商品总量并没有变化，因此资本流动与贸易是替代的关系。二是认为投资与贸易并不一定表现为替代关系，可能存在互补关系。Kojima等对比了美国与日本的对外直接投资，发现两国OFDI的目的有明显差异，美国的OFDI是为了绕过贸易壁垒的市场寻求型，而日本的OFDI主要是为了获得东道国廉价的劳动力，并将国内劳动力密集型产业转移到东道国。两种类型的OFDI对贸易的作用不一样，日本的OFDI建立了母国与东道国上下游产业链的关系，是顺贸易方向的，能够促进母国对东道国的出口，而美国的OFDI会导致东道国的产品返销，并替代母国对东道国的出口，是逆贸易方向的，会抑制母国对东道国的出口。[2]后来的学者们普遍接受了第二种观点，即OFDI与贸易的关系要依据OFDI的性质来判断，垂直型OFDI对贸易有互补关系，而水平型OFDI对贸易有替代关系。[3～5]

我国对东道国的OFDI与我国对东道国的出口贸易关系问题，也是我国与东道国双边贸易的问题。关于国家间双边贸易的研究，引力方程是标准的也是非常有效的模型。Tinbergen（1962）[6]和 Poyhonen（1963）[7]指出，两国的双边贸易同两国的经济规模（引力）成正比，与两国之间的距离（阻力）成反比，从而将引力模型引入到国际贸易的研究领域。之后的学者在此基础上对引力因素与阻力因素进行了扩展。Anderson在模型中加入了两国人口规模的引力变量;[8]Bergstrand，[9]Baier 等[10]和 Feenstra[11～12]则对阻力因素进行了分解，将关税也作为阻力纳入模型框架，并讨论了两国价格变化对双边贸易的影响。引力模型对我国贸易问题的研究也起到很大的推进作用。盛斌和廖明中使用引力模型对我国40个主要贸易伙伴的出口潜力进行了估算，结果显示我国的出口在总体上表现为“贸易过度”。[13]程惠芳和阮翔使用引力模型，选取对我国进行直接投资的32个国家（地区）为样本进行实证分析，结果显示投资国与东道国的经济规模总和、人均国民收入水平及双边贸易量与两国间的国际直接投资流量呈正向关系。[14]

本文可能的新意主要体现在:（1）已有文献主要是研究发达国家之间的直接投资与贸易或是发达国家对发展中国家的直接投资与贸易的关系，而缺少发展中国家对外直接投资与贸易关系的研究。我国作为发展中国家，同时也是发展中国家中对外直接投资最多的国家，因此，研究我国OFDI同贸易之间的关系更具有代表性。（2）已有使用引力模型的研究，往往只是简单地套用引力方程进行计量估计，而忽视了模型的理论基础，Krugman，[15]Flam 等（1987），[16]Baier等[10]以及 Feenstra[11～12]充实了引力模型的理论基础，但缺少对引力模型的扩展。在现实经济社会中，除了经济规模、距离与运输成本之外还存在着许多影响双边贸易的因素，如两国的外交关系、文化差异等，余淼杰将贸易双方的民主进步因素引入引力模型，研究表明两国民主进步对其贸易增长约有6% ～13%的贡献率。[17]本文将我国的OFDI变量引入引力模型，从理论与经验角度对我国对东道国的OFDI与出口之间的关系进行系统分析。（3）已有文献在使用引力模型进行实证分析时，所采用的方法大都是基于截面数据的OLS估计，并未考虑到各国无法观察的个体差异对双边贸易的影响，同时也未考虑到模型的内生性问题，本文使用面板数据的固定效应模型控制各国无法观察的个体差异对双边贸易的影响，并使用系统GMM方法处理模型的内生性问题。

二、引力模型理论扩展

本文的理论模型主要在 Anderson，[8]Krugman[15]和 Feenstra[11]的理论基础上构建。同以往文献保持一致，先假设:（1）各国市场为垄断竞争的市场;（2）各国生产的产品都不相同;（3）消费者对各种产品的偏好相同。使用不变替代弹性（CES）的效用函数:①在效用函数形式的选择上，Krugman（1979）使用可变替代弹性的效用函数，并假设随着消费的增加，产品的需求弹性递减，在此基础上，Krugman对封闭情况下的一国市场均衡与开放条件下的两国市场均衡分别进行了理论推导，结果表明市场开放对国内生产具有两种影响，一是优胜劣汰效应，即生产率高的产业存活下来，市场开放促进了企业效率的提升;二是规模效应，国内生产的产品数量减少，但产业规模扩大了。而这两种效应却在后来的实证分析中被证实基本不存在。Anderson（1979）使用不变替代弹性（CES）的效用函数，推导出引力模型的基本结论，即两国的贸易同两国的经济规模成正比，同距离成反比。这一结论也十分符合后来实证研究的结果。

式（1）中的Uj为j国代表性消费者的效用水平，Cijk为i国出口到j国并由j国消费者消费的第 k 种产品，k=1，…，Vi，Vi为i国出口到 j国的产品种类数，i=1…M，M为国家数量，σ为常数替代弹性，且σ＞1。假设i国出口到j国的k种产品的价格都相同，[14]又由于消费者对各种产品的偏好相同，因此消费者对i国出口到j国的k种产品的消费数量也相同，则Cij1=…=Cijk=Cij，这时效用函数写为式（2）的形式:

i国能够对j国进行出口的前提条件是j国人民对i国的产品有需求，因此要考察i国对j国的OFDI如何影响i国对j国的出口，可以通过考察i国的OFDI对j国需求的影响来实现。因此，放松前文的假设（2），假设各国生产的产品是有重复的，但各国不会进口本国已有生产的产品，也即本国自己生产的产品都足以满足国内的需求。同时，放松模型对消费者偏好的假设（3），假设j国消费者对i国产品的偏好同i国产品的质量以及获取的i国产品的信息量正相关。放松的假设有两层涵义:一是i国生产的产品种类数大于i国出口到j国的产品种类数，即i国只有一部分产品会出口到j国。这一方面是由于两国生产的产品有一部分是重复的，而重复的部分不进行出口;另一方面，两国的风俗习惯、文化背景、人的种族等等都可能存在一定差异，因此i国消费者能接受的产品，j国的消费者并不一定能接受，也即j国对i国的一部分产品是没有需求的。二是对已经出口到j国的i国产品的种类，其出口数量会随着i国产品质量的提升以及j国消费者对产品信息的掌握而提高。j国对i国产品的信息并不是完全充分的，这有两方面的影响:一方面是消费者由于信息不充分而购买了低于自己预期效用的产品，当信息充分时，消费者会降低对该种类产品的需求;另一方面是消费者由于信息不充分，无法发掘对自己有效用的产品，或者低估了产品对自己的效用预期，当信息充分时，消费者会增加对该产品的需求。由于出口的产品都需要经过严格的海关检查，以假冒产品来欺骗消费者并不是两国贸易的普遍现象，因此，总的来说，信息越充分越有利于形成j国消费者对i国产品的需求。

i国对j国的OFDI对于i国对j国产品出口的积极影响表现在两个方面:一是i国对j国投资，能够促进j国消费者对i国产品的了解，增加j国对i国产品的需求。现代跨国公司大都是多元化生产企业，i国企业到j国生产的产品通常只是其生产产品种类的一部分，对没有在当地生产的产品，跨国公司会利用子公司在地理上的邻近优势增加产品宣传，从而增加j国消费者对不在j国生产的i国产品的需求。这既能增加i国对j国出口产品的种类数，也能增加i国对j国已出口产品种类的销量。二是i国对j国投资能够促进i国产品质量的提升。一方面，i国对j国投资不仅能使j国消费者更加了解i国的产品，也能使i国的企业更加了解j国消费者的需求，企业也会综合两国人民的需求特点开发出两国人民都能接受的新产品，从而提升对j国的出口;另一方面，i国对j国投资也会有技术的反向溢出作用，这会提升i国产品的质量，从而增加j国消费者对i国产品的需求，促进i国对j国的出口。

假设i国生产的产品种类数为Ni，但只有Si（0≤Si≤1）的比例对j国出口，则i国对j国出口的产品种类数Vi=SiNi。如前所述，i国对j国的OFDI提高了j国消费者对i国产品的信息掌握程度，也提升了i国产品的质量，这两方面的影响都会提升j国消费者对i国产品的偏好，Si应为i国对j国OFDI的函数，将两国经济规模因素也考虑进去，令＜1;j国对i国出口产品的需求用f（Ofdi）Cij表示，函数f（Ofdi）表示j国消费者对i国产品的偏，最终 j国代表性消费者的效用函数为:

当然，不同性质的OFDI对贸易的作用不同，i国对j国的OFDI对i国对j国的产品出口也不一定表现为促进的作用。根据Markusen等[3]对外商直接投资性质的划分，OFDI可以分为垂直型和水平型。这两种性质的OFDI对贸易的作用是不同的。垂直型OFDI主要是为了获得东道国的廉价生产要素（如劳动力），如日本对中国的OFDI。如果i国对j国进行的是垂直型OFDI，那么i国与j国之间的专业化分工会加强，根据Kojima等[2]的边际产业转移理论，i国会将处于比较劣势的低端产业转移到j国，而i国向更高端的产业迈进。一方面，转移到j国的低端产业同i国的高端产业形成了产业链的国际分工。虽然j国只生产低端产品，但j国消费者对i国生产的高端产品的需求也会被带动起来;另一方面，i国将低端产业转移到j国后，本国将不再继续生产低端产品，而这些产品原来可能是i国出口到j国的产品之一，这就减少了i国对j国出口的产品种类，但i国会增加高端产品的种类，而这些高端产品对j国的出口能够弥补原来低端产品的出口减少，并且由于i国将低端产业转移出去后，i国的产业结构得到了提升，这有利于i国产品质量的提高，从而也会增加j国消费者对i国产品的偏好。因此，总的来说，i国对j国的垂直型OFDI能够促进i国对j国的出口。如果i国对j国进行的是水平型OFDI，那么根据水平型OFDI的特征，i国到j国的投资主要是为了绕过贸易壁垒获得j国的市场，在j国进行投资的产业也不是i国处于边际劣势的产业，而很可能是i国具有比较优势的产业。与垂直型OFDI的产业转移不同，水平型OFDI到东道国进行投资生产的产品，在本国也会继续生产。因此，一方面，i国对j国的水平型OFDI对两国之间的产业联系并没有多大促进作用，无法带动j国对i国产品的需求;另一方面，原来由i国进口到j国的一部分产品，现在在j国直接进行生产，替代了原产品的进口，并且i国也没有因此而增加新的产品种类的生产，无法抵消这部分出口的减少。因此，综合来看，水平型OFDI会抑制i国对j国的出口。

j国消费者的效用函数（3），在j国消费者的预算约束（4）下达到效用最大化时，j国对i国出口产品的需求为:

其中j国的价格指数为:

i国出口到j国的产品总值Xij为:

式（7）中i国对j国的出口价格pij与i国生产的产品种类数Ni未知。根据Samuelson[18]提出并在引力模型中被广泛应用的“冰山”成本理论，i国对j国出口的产品，会有一部分因为运输、关税等成本而“熔化”，令i国对j国出口产品的价格pij=Tij×pj，其中 Tij＞1，Tii=1。对于 i国生产的产品种类数 Ni，则根据 Krugman[15]和 Feenstra[11]的垄断竞争模型进行推导。假设i国只投入劳动要素进行产品生产，则i国代表性产品的生产成本为:

其中，wi为i国的工资水平，α为固定劳动投入，β为边际劳动投入。假设i国消费者的效用也表现为不变替代弹性（CES）的效用函数，当j国的产品种类与企业足够多时，产品的需求弹根据垄断竞争长期均衡的条件:（1）MRi=MCi;（2）长期的市场均衡利润为零。πi=piyi-wili=piyi-wi（α +βyi）=0，可得到i国市场均衡时代表性产品的产出为:

式（9）中的参数都是固定的，因此市场均衡时i国代表性企业的产出也是固定的，也即i国所有产品的产量都为，因此，i国的总产出 Yi=，可得i国生产的产品种类数为:

将式（10）带入式（7）并整理得到i国对j国的出口总量:

三、计量模型与数据说明

（一）计量模型

由式（11）可知，i国对j国的出口总量取决于两国的经济规模、i国对j国的OFDI规模、两国的价格水平以及“冰山”成本。将式（11）进行对数线性化得到计量模型:

根据式（12）继续构建最终的计量方程:（1）被解释变量i国对j国的出口总量Xij，使用我国对各国的商品出口总额表示。（2）解释变量i国对j国的直接投资Ofdiij，使用我国对各国的直接投资流量表示。①选择流量而不选择存量的原因在于，贸易对投资的作用体现了较强时效的动态关系，OFDI存量包含了过去OFDI对当前贸易的影响，因此无法准确反映现时贸易与投资之间的替代与互补关系。（3）两国之间的经济规模YiYj，使用我国国内生产总值与贸易国国内生产总值的积的对数表示。（4）“冰山”成本的度量一直是引力模型的难点，“冰山”成本主要由运输成本与关税成本构成，由于本文的样本国是根据我国对外投资的东道国进行选取的，而我国对外投资的国家大多是发展中国家，这些国家的关税数据较难获得，因此本文对“冰山”成本的度量主要体现在运输成本上。本文的冰山成本用北京到贸易国首都的直线距离 Dist，[11，17]以及是否是内陆国家的虚拟变量Landlocked来度量（是内陆国家为1，否则为0）。（5）i国与j国的价格指数也是难以直接度量的指标，由式（6）可知，两国的价格指数不仅和两国的经济规模、对外直接投资规模有关，而且还和无法度量的两国的产品种类数有关。Baier和 Bergstrand[10]使用两国的GDP平减指数来衡量两国的价格指数，Rose和 Wincoop[19]以及 Feenstra[11]则将两国的价格指数归为不可观察的因素，并使用固定效应进行估计。本文综合两种方法，使用贸易国的GDP平减指数比去我国GDP的平减指数RP，以及贸易国的汇率水平比去我国的汇率水平RER来衡量两国可观察的价格水平变动。②各国的汇率水平用美元兑各国本币的数额表示，汇率升高，本币贬值。同时使用固定效应来消除无法观察到的价格因素对贸易的影响。最终得到计量方程式（13），其中ωij为固定效应，控制价格指数等不可观测变量对贸易的影响，εijt为随机误差项。

（二）数据说明与变量统计描述

《中国对外直接投资统计公报》统计了2003～2010年我国对165个国家和地区的对外投资流量数据，因此初步选择165个国家和地区作为样本;我国商品出口总额数据来源于国际货币基金组织（IMF）数据库;北京到各国首都的直线距离以及各国是否是内陆国家的数据来源于法国国际预测研究中心（CEPII）数据库;其他数据来源于世界银行世界发展指标（WDI）和全球金融发展（GDF）数据库。由于《中国对外直接投资统计公报》、法国国际预测研究中心数据库以及世界银行数据库公布的国家样本数不同，因此需要对各个数据库进行匹配，最终剩下146个国家样本，并且由于一些国家存在少量年份的数据缺失，最终得到的数据为146个国家样本的非均衡面板数据。我国对各国的出口总额变量、我国对各国的对外直接投资总额变量以及各国的国内生产总值变量都使用美元为度量单位，并且使用美国的GDP平减指数调整为2003年的不变价格。主要变量的统计描述见表1。

表1 主要变量的统计描述

Landlocked 848 0.202 0.401 0 1

本文绘制了我国对东道国OFDI与出口之间的散点图。同时，为了进一步区分不同东道国样本对二者关系的影响，本文还绘制了高收入国家样本与中、低收入国家样本的散点图（图1）。世界银行将世界各国划分为:OECD高收入国家、非OECD高收入国家、中等收入国家、中等偏下收入国家以及低收入国家。本文将OECD高收入国家与非OECD高收入国家归为高收入国家样本，而将剩下的国家作为中、低收入国家样本。由图1可知，无论是在整体样本还是在高收入国家样本与中、低收入国家样本中，我国对东道国的OFDI与出口之间都表现出明显的正相关性，但图1也很明显地体现了不同样本下两者关系的不同，高收入国家样本的斜率最低，而中、低收入国家样本的斜率最高，说明二者的正向关系在中、低收入国家样本中表现得最为强烈。其可能的原因在于:如前所述，OFDI对贸易的作用与OFDI的性质有关，垂直型OFDI促进贸易，水平型 OFDI抑制贸易。我国OFDI的性质在高收入国家与中、低收入国家中是不同的，我国对中、低收入国家OFDI的性质主要表现为垂直型，而对高收入国家OFDI的性质则不那么明确，因此，我国对中、低收入国家的OFDI与出口的互补性相对更强。但图1没有控制引力模型中的其他解释变量，也没有考虑到各个国家的个体效应，以及两个变量之间的内生关系，所以需要对二者的关系做进一步的检验。

四、估计结果与解释

（一）回归方法选择

本文使用的是面板数据，面板数据可以选择的方法有混合普通最小二乘法、固定效应估计方法和随机效应估计方法。混合普通最小二乘法是最基础的方法，但是基础并不代表无效率，当模型满足高斯马尔科夫经典假设时，混合普通最小二乘法是最有效的方法。对于面板数据还要考虑各个国家的个体效应，当存在国家个体效应时，面板随机效应估计方法的有效性优于混合普通最小二乘法。此外，对于固定效应估计方法和随机效应估计方法的优劣，学者们主要依据Hausman检验来判别，但是即使Hausman检验认定应该选择固定效应也不能随意否定随机效应的估计结果，Hausman检验主要是从计量统计学角度来判别二者的优劣，容易忽视数据背后的经济涵义，因此，对于两者的选择还应当遵循经济原理与实际的经济现象。本文将3种方法的估计结果都做了报告，并对回归结果进行对比分析，这也相当于对回归结果的稳定性做了初步检验。

（二）内生性与稳健性

本文的被解释变量是我国对各国的商品出口总额，这很有可能会对解释变量如我国对外直接投资、两国的经济规模以及两国的价格指数等具有反向因果关系，这会造成内生性问题，从而影响回归结果的有效性。对于内生性问题，最有效的方法是使用工具变量进行估计，但由于本文可能具有内生性的变量过多，因此采用GMM方法处理内生性问题。对于GMM方法，可以选择的有 Arellano和 Bond[20]提出的差分 GMM 方法，Arellano 和 Bover[21]以及 Blundell和 Bond[22]在差分 GMM 基础上提出的系统GMM方法，系统GMM可以提高估计效率，并且可以估计不随时间变化的变量，但对扰动项的相关性假设更强。本文选择系统GMM方法进行稳健性估计，并对其进行过度识别检验与扰动项自相关检验。为了进一步检验回归结果的稳定性，还分别对高收入国家样本与中、低收入国家样本进行估计，并对回归结果进行对比分析。

（三）整体样本回归结果与解释

表2报告了整体样本的估计结果，其中，模型1-模型3为我国对东道国出口lnX与我国对外直接投资lnOfdi的一元回归结果，可见三个模型的lnOfdi对lnX都表现为显著的正向关系。模型4-模型7为加入两国经济规模等其他解释变量模型的回归结果。对模型7进行工具变量过度识别sargan检验的伴随概率为0.2578，无法拒绝工具变量外生的假设，且模型7的差分项二阶自相关检验的伴随概率为0.5991，接受扰动项不存在自相关的假设，因此，模型7的系统GMM估计结果是可靠的。模型4-模型7中lnOfdi对lnX的回归系数都为正，只是在固定效应模型5中没有通过显著性检验，说明我国对各东道国的OFDI与出口之间主要表现为互补关系，也说明我国OFDI的性质是偏向垂直型的。其原因在于:改革开放后我国的经济发展取得了举世瞩目的成就，2010年我国国内生产总值为58786亿美元，世界排名第二。但我国经济增长主要是靠劳动密集型产业带动的，我国在国际分工中也处于产业链的低端，这对我国经济的长期发展不利，我国经济要可持续发展，就必须进行产业结构升级，从劳动力密集型产业向资本、技术密集型产业转移。并且随着我国经济的不断增长，劳动力成本也在不断上升，劳动力密集型产业的比较优势逐渐弱化，根据Kojima等[2]的边际产业转移理论，我国应该将逐渐处于比较劣势的一部分劳动力密集型产业转移出去，为国内资本、技术密集型产业腾出发展空间，这就要求我国寻找劳动力成本优势更高的国家进行垂直型的OFDI，这也是我国对外直接投资的东道国大都是发展中国家的主要原因。从各模型的系数大小来看，lnOfdi的回归系数在0.00040～0.00114之间，①混合普通最小二乘法估计方法未考虑国家个体固定效应，会高估变量的回归系数，因此不考虑其系数的大小。我国对外投资规模扩大1%就能够引起我国对东道国的出口增加0.040%～0.114%个百分点，进一步按照OFDI和出口的平均规模进行折算，我国对东道国的OFDI增加1美元，则对东道国的出口增加0.87～2.48美元。②我国对各东道国的平均出口为4605.958亿美元，是我国对各东道国平均OFDI 211.7731亿美元的21.75倍，我国对东道国的OFDI增加1美元，则对东道国出口增加的下限为21.75×0.00040=0.87，上限为21.75×0.114=2.48。

其他解释变量的回归结果:（1）变量lnYY在各个模型中都显著为正，这同传统的引力模型的结果相一致。（2）变量lnRP在模型4与模型6中为正，但在模型5与模型7中为负，原因可能在于不可观测的价格因素的变动对回归结果造成影响。（3）变量lnRER在各模型中都为正，说明各东道国的货币相对于我国货币贬值会促进我国对东道国的出口。可能的原因在于:我国货币升值表明我国经济实力得到了国际认可，虽然货币升值会提升我国出口产品的价格，但也会促进我国产品质量的提高。对于不同类型的国家，货币升值对我国出口的影响不同，我国对发达国家出口的优势主要体现在劳动力成本的比较优势上，因此，我国货币升值主要体现在劳动力成本的上升上，这会抑制我国的出口，但本文选取的国家样本为我国进行直接投资的东道国，这些国家大都是发展中国家，我国对这些国家的出口大多是凭借我国产品的质量，因此货币升值的作用主要体现在产品质量的上升方面，这会促进我国的出口。（4）变量lnDist和Landlocked在各模型中的回归系数基本为负，并且具有一定的显著性，这符合传统引力模型的结果，说明两国之间的“阻力”越大，两国间的贸易量就越少。

表2 对外直接投资对出口的回归结果

（四）分样本回归结果与解释

表3报告了高收入国家样本与中、低收入国家样本的回归结果。其中，模型1-模型3为高收入国家样本的回归结果，模型4-模型6为中、低收入国家样本的回归结果。对模型3和模型6进行工具变量过度识别sargan检验的伴随概率分别为1.0000和0.8890，无法拒绝工具变量外生的假设，并且两个模型分别的扰动项的差分项二阶自相关检验的伴随概率分别为0.1429和0.7313，接受扰动项不存在自相关的假设，因此，模型3和模型6的系统GMM估计结果是可靠的。从主要解释变量lnOfdi的回归结果看，在高收入国家样本中，lnOfdi变量在模型1和模型3中为负值，但没有显著性，说明我国对东道国的OFDI与出口之间的互补关系在高收入国家样本中不存在，相反，二者甚至表现出微弱的替代关系。其原因在于:我国对高收入国家OFDI的性质并不是垂直型的，我国对发达国家OFDI的主要目的是为了绕过贸易壁垒，根据前文的论述，水平型OFDI同贸易之间是替代关系。在中、低收入国家样本中，lnOfdi在各模型中都为正，且都通过了显著性检验，说明我国对东道国的OFDI与出口之间的互补关系主要体现在中、低收入国家。其原因在于:中、低收入国家都是发展中国家，也是我国转移劳动力密集型产业的主要国家，因此我国对这些国家OFDI的性质主要表现为垂直型，正如前文所述，垂直型OFDI是能够促进双边贸易发展的。从lnOfdi回归系数的大小看，中、低收入国家模型中lnOfdi的回归系数在0.00079～0.00184之间，高于整体样本的回归结果，进一步验证了我国对东道国OFDI与出口之间的互补关系主要体现在中、低收入国家的事实。在中、低收入国家，我国对外投资规模扩大1%就能够引起我国对东道国的出口增加0.079% ～0.184%个百分点，进一步按照我国对中、低收入国家OFDI和出口的平均规模进行折算，我国对中、低收入东道国的OFDI增加1美元，则对中、低收入东道国的出口增加2.50～5.842美元。①我国对中、低收入东道国的平均出口为1740.449亿美元，是我国对中、低收入东道国平均OFDI 54.81754亿美元的31.75倍，我国对东道国的OFDI增加1美元，则对中、低收入东道国出口增加的下限为31.75×0.079=2.50，上限为31.75×0.184=5.842。

其他解释变量的回归结果:（1）变量lnYY、lnRP、lnDist和 Landlocked的回归系数与整体样本的回归结果基本一致。（2）各东道国相对于我国的汇率水平，lnRER的回归系数在高收入国家样本的各模型中都为负，且都具有显著性，但在中、低收入国家样本的各模型中都为正，且在模型4和模型6中具有显著性，这验证了整体样本的解释:我国对发达国家出口的优势主要体现在劳动力成本的比较优势上，我国货币升值的作用主要表现为劳动力成本的上升，这会抑制我国的出口;而我国对发展中国家的出口更多的是凭借我国产品的质量，因此货币升值的作用主要表现在产品质量的上升方面，这会促进我国的出口。

表3 分样本回归结果

注:*、＊＊和＊＊＊分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，括号中的数值是t统计量值。（w）表示Wald检验伴随概率。

五、结论

出口和对外直接投资是我国参与国际分工，提升国际地位的重要方式，二者的协调发展具有重大意义。首先，在 Anderson ，[8]Krugman[15]和 Feenstra[11～12]等人的理论基础上，对传统引力模型进行扩展，构建了OFDI影响双边贸易的扩展引力模型，并在此基础上分析了OFDI的不同性质对双边贸易的影响，认为垂直型OFDI能够促进出口，而水平型OFDI会抑制出口。其次，采用2003～2010年我国对外直接投资的146个东道国的样本数据，考察了我国对样本东道国OFDI与出口之间的相互关系，并得到以下主要结论:（1）我国对东道国的OFDI促进了我国对东道国的出口，这一结论在混合普通最小二乘法、固定效应估计方法、随机效应估计方法以及控制了内生性的系统GMM方法下都十分稳健，说明我国对东道国的OFDI同出口之间是互补的关系，这为我国的“走出去”战略奠定了理论基础。我国不必再纠结于对外投资是否会替代贸易而弱化对外投资效果的问题，有利于坚定我国实行“走出去”战略的决心，从而提升我国在国际上的地位，促进我国产业从国际分工的低端向高端转变。（2）高收入国家样本的回归结果显示:我国对东道国OFDI与出口的互补关系并不存在于高收入国家，我国对高收入东道国OFDI不仅没有促进我国对这些国家的出口，反而对其有微弱的抑制作用，说明我国对高收入东道国OFDI的性质偏向于水平型;中、低收入国家样本的回归结果显示:我国对东道国的OFDI对我国对东道国出口的作用，在回归系数大小以及显著性上都有了较大的提升，说明我国对中、低收入国家OFDI的性质主要为垂直型，我国对东道国OFDI与出口的互补关系主要存在于中、低收入国家。

[1]Mundell.International Trade and Factor Mobility[J].American Economic Review，1957，47，321-335.

[2]Kojima，Kiyoshi，.Direct Foreign Investment:A Japanese Model of Multinational Business Operations[M].London:Croom Helm，1978.

[3]Markusen，James R.，Svensson，Lars E.0.Trade in Goods and Factors with International Differences in Technology[J].Internat Econ Rev，1985，26:92-175.

[4]Keith Head，John Ries.Increasing Returns versus National Product Differentiation as an Explanation for the Pattern of U.S-Canada Trade[J].The American Economic Review，2001，91（4）:858-876.

[5]陈立敏.贸易创造还是贸易替代——对外直接投资与对外贸易关系的研究综述[J].国际贸易问题，2010，（4）:122-128.

[6]Tinbergen，J.Shaping the World Economy.Suggestion for an International Economic Policy[M].New York:The Twentieth Century Fund，1962.

[7]Poyhonen P.A Tentative Model for the Flow of Trade between Countries[J].Weltwirtschatftliches Archive，1963，90（1）.

[8]Anderson，J.A Theoretical Foundation of the Gravity Model[J].American Economic Review，1979，69（1）.

[9]Bergstrand，J.The Gravity Equation in International Trade:Some Microeconomic Foundations and Empirical Evidence[J].The Review of Economics and Statistics，1985，（20）.

[10]Baier，Scott L.，Bergstrand，Jeffrey H.The Growth ofWorld Trade:Tariffs，Transport Costs，and Income Similarity[J].J.Internat.Econ，2001，（53）:1-27.

[11]Feenstra，R.Border Effects and the Gravity E-quation:Consistent Methods for Estimation，Scottish[J].Journal of Political Economics，2002，49（5）:491-506.

[12]Feenstra，R.Advanced International Trade:Theory and Evidence.Princeton[M].NJ:Princeton University Press，2003.

[13]盛斌，廖明中.中国的贸易流量与出口潜力:引力模型的研究[J].世界经济，2004，（2）:3-12.

[14]程惠芳，阮翔.用引力模型分析中国对外直接投资的区位选择[J].世界经济，2004，（11）:23-30.

[15]Krugman，P.Increasing Returns，Monopolistic Competition，and International Trade[J].Journal of International Economics，1979，9（4）:469-479.

[16]Flam，Harry，Elhanan Helpman.Vertical Product Differentiation and North-South Trade[J].A-merican Economic Review.1987，77（5）:22-810.

[17]余淼杰.发展中国家间的民主进步能促进其双边贸易吗——基于引力模型的一个实证研究[J].经济学（季刊），2008，（2）:1167-1190.

[18]Samuelson，P.A..Spatial price equilibrium and linear programming[J].American Economic Review，1952，42:283-303.

[19]Rose，A.，E.van Wincoop.National money as a barrier to international trade:the real case for currency union[J].American Economic Review，2001，91（2）:90-386.

[20]Arellano，M，S.Bond.Some Tests of Specification of Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equation[J].Review of Economic Study，1991，（58）:277-297.

[21]Arellano，M，O.Bover.Another Look at the Instrumental Variables Estimation of Error-Components Model[J].Journal of Econometrics，1995，（68）:29-51.

[22]Blundell，R.，S.Bond.Initial Condition and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models[J].Journal of Econometrics，1998，（87）:43-111.