中国对外直接投资对贸易的影响

安蕾 （南开大学经济学院国际经济研究所，天津300071）

一、引言

在过去十几年中，中国经济日益开放，贸易扩大，对外直接投资（OFDI）流量急剧增加，日益成为对外直接投资的重要来源国。

随着全球化的日益加深，贸易与投资之间的关系越来越密切，也越来越复杂，贸易和投资政策往往相互牵制，引发了对国际贸易与国际直接投资关系的进一步思考与探索。了解中国OFDI与贸易的关系，有助于协调其对外直接投资和贸易政策以更好地促进经济增长，具有重要理论和实践意义。但以往研究很少结合国别对两者关系进行具体分析，而处于不同经济发展阶段的国家和地区的直接投资，对中国的贸易影响很可能不一致。因此，结合具体东道国的国别研究就显得格外重要。考虑到OFDI的影响对于特定东道国的差异性，本文的研究采用与54个主要贸易和投资伙伴国的双边OFDI及进出口的面板数据，基于多变量面板向量自回归框架，实证分析中国对外直接投资对贸易的影响。

二、文献综述

对外直接投资与贸易关系的传统理论就二者是替代还是互补进行了广泛辩论。而权变理论认为二者关系取决于一系列影响因素。本文从以上两方面就对外直接投资与国际贸易关系的文献进行了梳理。

（一）传统替代与互补论

Heckscher-Ohlin-Samuelson模型表明，在各国之间要素完全不流动的假设下，要素通过商品的出口和进口间接地在国家之间迁移。Mundell（1957）认为，国际贸易和包括对外直接投资在内的生产要素的国际流动性，在存在贸易壁垒的情况下是有替代性的。［1］根据 Vernon（1966）的产品生命周期（PLC）理论，公司通常通过出口作为其进入国际市场的开始，因为它的风险和成本更低，在产品标准化以后，企业以国际直接投资的方式将生产转移到工资低和成本小的国家或地区，将对外直接投资作为出口的替代品。［2］Markusen和Venables（1998）的集中度和接近度的折中范式意味着对外直接投资和贸易是替代品。［3］集中度，即规模经济，减少了工厂数量以实现更高的效率，但同时增加接近所服务市场的工厂数量，避免了运输成本和贸易壁垒。当公司具有高固定成本，每家工厂的固定成本有限时，跨国公司将把其生产定位在市场附近，导致产业内贸易被横向OFDI所取代。

然而，如果母国公司在生产周期中提供竞争优势，则意味着跨国公司通过与本国公司的前向和后向联系而获益。例如，如果母国是廉价原材料的来源，它将有助于跨国公司在生产过程中的后向联系。在这种情况下，对外直接投资和出口具有互补关系。小岛清（1984）提出了边际产业扩张理论论述了一国从处于比较劣势的产业开始对外直接投资，东道国利用这些比较优势产业扩大生产，加大出口；此外，母国利用投资获利发展本国比较优势产业，两国生产可能性边界的扩张和贸易总量的增加。［4］Markuson（1984）改变了Heckscher-Ohlin模型中两国技术相同的假设，得出国际贸易与资本流动互补关系的结论。若两国要素禀赋相同而生产技术存在差异，造成各国不同要素回报率，在生产要素可以自由流动的条件下，会进一步加强各自的比较优势，更多的生产和出口本国比较优势产品。［5］Helpman和Krugman（1985）认为如果各国之间要素禀赋的差异很大，总部设在本国的跨国企业会将生产设在投入资源成本较低的东道国，并向东道国出口研发等难以通过外部市场达成交易的资本设备和要素服务，而从东道国进口投入资源。［6］由此产生大量的公司内贸易和对中间产品的需求，带动母国的贸易。因此，对外直接投资和贸易之间是互补关系。

实证文献中同样得到贸易和OFDI之间正向和负向关系的证据，结果对解释变量，国家和不同研究期间的选择敏感。一些文献发现了替代关系 （Pain和Wakelin（1998），Gopinath，Pick 和 Vasavada（1999））。［7-8］来自很多层面的研究显示对外直接投资和国际贸易的正向关系。公司层面的研究，如 Lipsey和 Weiss（1984），Blomstrom，Lipsey 和 Kulchycky（1988）。［9-10］行业层面的研究，如 Pfaffermayr（1996）和Brainard（1997）。［11-12］国家层面的研究，如 Andersen 和 Hainaut（1998），Teo 和 Wang（2001）。［13-14］Swedenborg（1979）没有确定两者之间的任何显著和稳健的相互关系。［15］Svensson（1996）指出，区分最终产品和中间产品的出口很重要：外国生产取代最终产品出口而补充中间产品出口。［16］

（二）贸易与投资关系的权变理论

上世纪80年代以后，随着纵向和横向一体化的国际直接投资理论被纳入国际贸易理论分析框架，发展出贸易与投资的权变关系理论，即二者的关系根据投资的动机、企业组织方式、行业的国际化阶段、东道国政策以及其他动态因素的差别而异。

1.国际直接投资的动机

Gray（1998）认为对外直接投资与贸易之间的关系是企业进行对外直接投资的动机的函数。［17］如果动机是寻求市场，二者往往相互取代。然而，如果动机是为了寻求效率，企业购买或开发研发设施以分享技术进步，以提高其技术水平和管理技能时，对外直接投资与贸易之间的关系是互补的。

2.企业的组织方式

新贸易理论确定认为贸易与投资之间的替代或互补与投资为水平方式还是垂直方式有关。水平安排的公司为了服务东道国市场而建立外国子公司。另一种情况下，国际要素价格差异驱动了垂直FDI的发展，在生产分割的成本不太高的情况下，公司在国际上分割生产过程以实现最低的生产成本。自1980年以来，计算机辅助设计和计算机辅助制造以及其他IT技术的发展大大降低了分割成本，导致跨国垂直OFDI的快速扩张（Antras和 Yeaple （2013））。［18］

横向OFDI和国际贸易之间的选择取决于接近度和集中度之间的权衡。因此，横向OFDI和贸易之间存在替代关系。Helpman等人（2004）将企业异质性引入接近和集中权衡的框架。［19］他们表明，在行业中，生产率最低的只服务于国内市场，最有生产力的通过子公司的销售服务国外市场，中等生产力水平的企业通过出口服务于国外市场。在这种情况下，出口与子公司销售的比率不仅取决于接近度和集中度之间的权衡，而且取决于企业异质性的程度。使用美国公司层面的数据，他们预测：出口相对于子公司销售的比重在贸易成本较低和OFDI固定成本较高的行业较高，在生产率分散程度较高的行业中较低。

Head&Ries（2001）认为垂直OFDI一方面降低了国内生产水平，但是通过进口中间产品和最终产品的大量生产刺激了出口，最终与贸易是净互补的关系。［20］同时垂直OFDI还会从总部向工厂出口资本品和要素服务，并从东道国工厂进口资源类产品。因此，垂直OFDI与提高效率相关联，提高了本国的竞争地位和贸易额。

3.国际化程度

OFDI和进出口之间的关系还取决于国际化的阶段。在早期阶段，企业进口中间产品，扩大生产，不断增加对外贸易。在下一阶段，当企业将部分生产转移到不同国家以获得成本竞争力时，OFDI替代了贸易。在最后阶段，国外市场相对于国内市场不再具有竞争力，企业使用从OFDI获得的中间产品和技能开始在母国进行生产，投资和贸易相辅相成。

4.东道国的政策

世界贸易组织的研究指出，东道国的政策差异会对直接投资产生影响。对外开放程度较高的国家可以吸引更多的能够扩大投资国和东道国之间的国际贸易总量的直接投资；而奉行保守政策的国家中，直接投资则对国际贸易具有较高的替代性。

三、研究设计

（一）变量说明

本文使用了1996-2015年中国对54个国家（地区）的直接投资和双边进出口数据，实证分析了对外直接投资对中国与东道国之间的出口和进口的关系。实证时分别估计了出口（exp）、对外直接投资（ofdi）和实际汇率（er）组成的三变量面板VAR模型系统，以及进口（imp）、对外直接投资（ofdi）和汇率（er）组成的三变量面板VAR模型系统。所选国家是中国OFDI的主要接受国，它们合计吸收了中国对外直接投资总流量的约90%。加入汇率变量是为了避免由于共同决定因素的变化导致潜在虚假关联的可能性。尽管实证证据的方向是模糊的，汇率被认为将严重影响进出口规模以及跨国公司的价值和收益。

对外直接投资数据来自历年《中国对外投资公报》，进出口数据来自国家统计局数据库，汇率数据来源于BVD-EIU统计数据库。为了消除通货膨胀的影响，所有变量都由中国的GDP平减指数调整。此外，所有变量都取自然对数形式。

（二）模型设定

本文旨在研究在控制了汇率因素的情况下中国对外直接投资是替代了出口，还是通过跨国公司的前向和后向一体化促进了中国与东道国的进出口。由于OFDI的影响具有滞后性，但滞后期数往往无法确定，因此采用面板向量自回归（PVAR）模型分别研究OFDI对出口和进口的影响。具体模型的构建按照如下步骤进行：

1.确定变量的单整阶数以及变量之间可能的长期关系

构建PVAR模型前需要对变量进行面板单位根检验。若序列的检验结果是平稳的，则可以直接建立PVAR模型；对于I（1）序列，需使用面板协整技术来检验变量间长期关系的存在。在不存在协整向量的情况下，建立PVAR模型是有效的；对于协整变量，将进一步要求在模型中包含误差修正项（ECT），以便捕获序列对其长期均衡路径的短期偏差，即建立面板向量误差修正模型（PVEC）更有效。

为了检验OFDI与出口之间的长期关系的存在，我们同时使用同质面板协整检验—Kao检验以及异质面板协整检验—Westerlund基于误差修正的面板协整检验和Pedroni残差协整检验。Kao（1999）的方法是通过组合来自各个横截面的修正的ADF检验以获得整个面板的检验统计量。［21］Pedroni（2004）将Engle-Granger协整检验框架扩展到面板数据，基于I（1）变量进行残差伪回归检验。［22］如果变量是协整的，则残差应该是I（0）；如果变量不是协整的，则残差将是I（1）。检验生成七个检验统计量，这些统计量允许自回归系数在不同国家不同。四个检验统计量汇集不同国家的自回归系数，基于PP的非参修正和ADF的参数检验验证单位根的存在，称为组间面板协整统计量；剩余的三个检验统计量基于每个国家的单独估计的自回归系数的平均值，称为组均值面板协整统计量。Westerlund（2007）开发的四个面板协整统计量的基本思想是通过确定单独的面板个体是否不存在误差修正过程来检验是否不存在协整。［23］

Yit是1×3维内生变量向量，对于出口效应模型和进口效应模型依次为：Yit＝（ofdiit，expit，erit）、Yit=（ofdiit，impit，erit）。引入固定效应 αi，允许在模型的变量中存在个体的异质性。eit为随机扰动项，A1，A2，L，Ap-1，Ap表示 3×3 阶系数矩阵。估算出 PVAR 模型后，通过计算脉冲响应函数，可以观察系统中每一个正交化的内生变量冲击对其他变量的影响。通过计算每个内生变量的预测误差方差分解，得到其他变量对其影响程度。

2.估计PVAR模型，计算脉冲响应函数和预测误差方差分解

Holtz et al.（1988）提出的包含固定效应的PVAR模型设定如下：［24］

四、对外直接投资的贸易效应：实证检验

（一）变量的平稳性检验

构建PVAR模型前首先要检验面板数据的平稳性。因为预期样本国家有相当大的变化，我们选择IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验，因为它们允许异质单位根过程。检验结果报告见表1，所有统计量一致地接受变量非平稳的原假设。在一次差分之后，数据存在单位根的原假设在1%水平被拒绝，表明变量都是I（1）序列。

表1 面板单位根检验

（二）面板协整检验

确定了变量为I（1）过程，下一步需进行面板协整检验，确定变量间是否存在长期关系。若不存在协整向量，建立PVAR模型是有效的，否则，需建立向量误差修正模型。使用Kao检验以及Westerlund基于误差修正的面板协整检验和Pedroni残差协整检验，我们分别对于出口效应模型的三个变量和进口效应模型的三个变量进行了分析，见表2、表3。

表2 Pedroni残差面板协整检验

表3 Westerlund和Kao面板协整检验

表2报告了Pedroni残差协整检验生成的七个检验统计量的结果。第一个是方差比检验，第二和第三是PP检验的系数ρ和t统计量的面板版本。第四个统计量是面板ADF单位根检验统计量。表3中的后三列显示了组平值面板协整统计量。对于出口效应模型，Panel v、Panel ρ、Group ρ 和 Group PP统计量在 5%的水平不显著，表明接受没有协整的原假设。Panel PP、Panel ADF和Group ADF统计量在5%水平显著。总的来说，多数检验统计量是不显著的，意味着OFDI、出口和汇率之间不存在协整。在进口效应模型的情况，Panel v和Panel PP检验是显著的，其余5个统计量在5%的水平接受了没有协整的零假设，因而考虑的三个变量之间不存在长期关系。

表3报告了Kao检验和Westerlund基于误差修正的面板协整检验的结果。对于Kao检验，出口和进口效应方程均在5%的显著性水平接受没有协整的原假设，表明两个系统中的变量之间不存在协整。Westerlund检验的Pa和Pt检验是将所有横截面单位的统计量汇总以检验误差修正项系数为零的原假设 （备择假设为误差修正项系数小于零）。因此，拒绝原假设应被视为拒绝面板数据的协整。Ga和Gt检验统计量是个别估计的误差修正项系数及其t值的加权平均数，原假设是所有个体的误差修正项系数为零（备择假设为至少一个个体小于零）。如表中所示，出口效应模型只有Pt检验拒绝原假设，进口效应模型的检验全部接受原假设，表明两个系统中的变量之间都不存在协整。

因此，同质和异质面板协整检验的总体结果表明，OFDI、出口与汇率以及OFDI、进口与汇率之间不存在长期关系。

（三）PVAR模型估计结果

我们估计的PVAR模型带有固定效应，因为它允许我们解释个别国家的具体影响。Hausman检验的结果表明固定效应模型（FEM）的选择是可取的。

在运用PVAR模型进行分析时，首先要确定PVAR模型的最优滞后阶数。本文依据AIC、BIC和HQIC信息准则确定最优滞后阶数，模型选择过程的结果如表4所示。根据三个指标的计算结果，出口和进口效应模型的最优滞后阶数均确定为2。

表4 PVAR模型最优滞后阶数的检验

为确保模型得到的参数是一致的估计量，本文采用向前均值差分（Helmert转换）来消除固定效应。模型的估计采用广义矩估计（GMM）方法，同时使用被解释变量的1～2阶滞后项作为工具变量，提高参数估计的有效性。出口效应模型和进口效应模型的估计结果分别如表5、表6所示。

表5 出口效应PVAR模型的估计结果

表6 进口效应PVAR模型的估计结果

如表中的估计结果，从OFDI的出口效应来看，滞后1期和滞后2期的OFDI对当期的出口规模都具有负向影响，对外直接投资的增加将会抑制出口的发展；从OFDI的进口效应来看，OFDI滞后1期和滞后2期的系数均为负，说明对中国跨国公司的对外直接投资阶段尚未实现后向一体化，即对东道国的投资没有刺激企业进口低成本的中间产品。

（四）脉冲响应结果

我们采用冲击响应函数 （IRF）来进一步检验OFDI对出口和进口的动态影响。IRF追溯了进口，出口对OFDI冲击的预期反应，能够表征变量之间的动态相互作用，并且允许观察变量的调整速度。通过500次Monte-Carlo模拟得到出口和进口对OFDI的单位正交冲击的响应，如图1所示。

在对外直接投资受到单位正向冲击之后，进口和出口都呈现出负向响应，并且观察到持续约三年的下降趋势，随后，进口和出口的响应逐渐减弱并最终趋于回复至零。脉冲响应的结果证实了OFDI与出口之间的替代关系，并且对外直接投资并未通过前向和后向一体化增加企业内贸易。

图1 进出口对OFDI的脉冲响应图

（五）方差分解结果

利用预测误差方差分解的方法可以度量OFDI对进出口的影响强度，出口效应模型和进口效应模型中各内生变量对被解释变量波动的贡献度如表7所示。此处给出第10期和第20期的分解结果，在20期以后，方差分解的结果基本趋于稳定。

具体而言，OFDI对贸易规模波动的影响是非常大的。在第10期，OFDI对出口和进口波动的贡献度分别为41.7%和37.5%，在第20期，分别为40.4%和38.9%。汇率对出口波动的影响要大于对进口的影响，在第10期，汇率对出口和进口波动的贡献度分别为8.9%和0.2%，在第20期，分别为15.6%和1.3%。进出口对OFDI波动的影响很小，和汇率的影响程度大体相当。在第10期，出口、进口和汇率对OFDI波动的贡献度分别为1.0%、1.7%和1.1%，在第20期，分别为1.1%、1.9%和2.0%。

表7 PVAR模型的方差分解结果

五、结论与政策建议

本文根据2003—2015年中国对54个国家/地区的对外直接投资、贸易和汇率的面板数据，利用PVAR模型实证检验了OFDI对中国与东道国之间的贸易规模的影响。主要研究结论如下：

第一，出口和OFDI存在替代效应。PVAR模型的估计和脉冲响应分析表明，中国对外直接投资对出口存在负向影响。这与新贸易理论的对外直接投资增加而不是替代本国出口的观点不一致，有以下几点可能的解释。首先，中国对外直接投资的跨国公司不是出口导向的，或者虽然一些是出口导向的，但它们对国内市场没有溢出效应，因此对外直接投资的影响有限。其次，国外市场的需求现在足够高，但面对世界贸易保护主义再次兴起和人民币汇率波动加剧，中国的跨国公司开展对外直接投资的主要动机是避免高出口成本、对出口的贸易壁垒或国内低效率。此时，OFDI作为出口的替代品来扩大生产。此外，现有文献表明，许多制造业企业仍然遵循Vernon传统的产品周期理论：企业首先进行贸易，因为贸易比OFDI风险更低。在获得更多经验后，母国公司在国外市场建立子公司进行生产。最终，外国子公司开始出口。鉴于中国的大部分对外直接投资和贸易发生在制造业，国际化经营策略可能与此假说一致，但中国OFDI起步较晚，其发展尚未达到促进贸易的阶段。因此，OFDI表现为对贸易的替代。

第二，中国的跨国公司不存在前向或后向一体化。中国对外直接投资对进口也存在负向影响，这意味着跨国公司不通过向前和向后的联系与本国公司“连接”。出现这种情况可能的原因是：中国进行OFDI的东道国大多是与中国类似的新兴市场，由于要素条件和工业化程度几乎相似，例如，这些国家大多是低成本生产中心，因此，投入品可以在东道国本身获得，而不需要从本国进口。东道国也不具有成本或技术优势的中间投入品通过企业内贸易出口到中国。

综合上述研究结果，为了同时发挥OFDI和贸易对经济发展的积极作用，我们提出以下政策建议：①跨国公司应加大研发的投资，加强自主品牌的发展和资产寻求能力，以提高对外直接投资的逆向技术溢出的效果。发展OFDI的重要目的是利用全球价值链网络和嵌入式投资方法寻求所需的关键资产，通过逆向溢出提升技术、管理和营销能力，掌握技术变革的行业状态和引进先进技术来提高竞争力，最终促进出口。然而，由于自身条件的各种制约，中国对外直接投资通过“逆向技术外溢”刺激贸易的增长无法实现。政府应出台政策激励效率寻求型的OFDI，积极吸收东道国的技术优势。②对发展中国家的直接投资，应激励跨国公司提高资源和低成本中间品的寻求效应，即通过跨国生产，带动原材料、中间品及技术的进口，促进对东道国贸易的增长。③中国应加强对外直接投资的引导和推广，也要注意贸易政策与投资政策的协调。如合理有序的对外直接投资有助于中国资本项目的平衡，减轻人民币升值的压力，缓解出口企业的压力。