中国对外直接投资与出口的关系变动：测算、特征及成因

尹忠明，李东坤

（西南财经大学国际商学院，成都611130）

中国对外直接投资与出口的关系变动：测算、特征及成因

尹忠明，李东坤

（西南财经大学国际商学院，成都611130）

近年来，中国对外直接投资比较优势整体呈稳步上升趋势，但这种优势主要体现在发展中东道国，在发达东道国并不明显，出口仍是中国进入发达国家的主要方式。从整体上来看，东道国经济发展水平、自然资源储量、制度质量等因素对中国对外直接投资与出口的关系变化均具有显著影响，但其作用效果在不同类型东道国之间存在明显差异。我国应继续推进与发展中国家的投资合作，不断拓宽合作领域、深化合作层次，保持对外直接投资在发展中东道国的比较优势，不断增强与发达国家及转型经济体的政治互信与经济交流，通过建立自贸区、签署投资协定等措施循序渐进地推动对外直接投资向发达国家转移，不断提升中国在发达国家及转型经济体对外直接投资的数量与质量。

中国；对外直接投资；出口；比较优势

我国人均GDP水平的提升、外汇储备的支撑及“走出去”战略的推进为对外直接投资（OFDI）的发展提供了良好条件，但作为我国主动融入世界经济的传统优势途径，我国货物出口贸易在我国对外经济发展中仍举足轻重。而且，金融危机的发生及蔓延引致了新一轮贸易保护主义的盛行，这在一定程度上抑制了国际贸易的发展，但同时也从客观上加快了新兴经济体OFDI的推进步伐。在此背景之下，将我国OFDI与出口纳入统一框架，在充分考虑世界经济整体发展形势的基础上，系统地分析我国OFDI与出口的相对优势变化趋势、特征及其成因已成为全面认识我国“走出去”战略的必要环节。

一、文献述评及指标构建

1.文献述评

古典与新古典贸易理论中的一个重要假定是不存在要素的跨国流动，但随着实践的发展，要素流动尤其是资本要素流动日益呈现出常态化、规模化趋势，传统贸易理论面临着巨大挑战。随后的垄断优势理论和内部化理论均试图从某一方面解释资本跨国流动的动因。但将OFDI作为企业国际化的重要生产方式之一，与出口、许可经营纳入统一框架内进行分析的则是国际生产折衷理论。［1］该理论指出：OFDI只有在企业同时具备所有权优势、区位优势和内部化优势的条件下才会发生；若同时具备所有权和区位优势，出口便是企业的最优选择；若仅有所有权优势，则国际许可经营占优。这一理论开启了在企业国际化生产框架内分析OFDI与出口选择的先河，但因其太过综合、静态及微观而饱受争议。随后的投资发展阶段理论把OFDI与一国的经济发展水平结合起来，从动态和宏观的视角指出一国OFDI与本国经济发展水平的互动关系，但这一理论并未指出一国OFDI与出口的关系在不同经济发展阶段将如何变化。［2］

在后续研究中，许多学者发现OFDI与出口的关系同OFDI的类型密切相关。例如，埃尔普曼（Help-man）基于要素禀赋差异构建的纵向一体化跨国公司模型指出：在追求生产成本最小化原则下，跨国公司的出现促进了产业内贸易、公司内贸易的发展，OFDI与出口贸易之间呈互补关系。［3］布雷纳德（Brainard）提出的接近——集中假说对横向一体化跨国投资与贸易的关系问题做出了较好解释。［4］根据这一理论，出口或投资决策的实施是基于对接近优势与集中优势的权衡，只有在接近优势大于集中优势时，企业才会选择OFDI。因此，即使在不存在要素禀赋差异的条件下，随着距离的增加和企业规模报酬的提升，OFDI将会对出口存在部分甚至完全的替代作用。但伯格斯特兰和艾格（Bergstrand&Egger）的研究则发现，出口与OFDI的关系并不确定，互补和替代关系可以同时存在。［5］导致这一结果的原因在于OFDI与出口的关系既依赖于研究所选的国家和行业特征，也取决于研究时间段的选择以及一国的国际化策略。［6］例如，张纪凤和黄萍的研究发现，中国OFDI有助于促进国内出口贸易的发展，即两者呈互补关系。［7］但谭亮和万丽娟的研究则发现，中国OFDI与出口在短期内存在替代效应，在长期内存在互补效应。［8］从实践上来看，大多数跨国公司“复杂的一体化战略”的实施使本已复杂的OFDI与出口间的关系难有定论。因此，捕捉并分析OFDI与出口的关系变化将比关注两者关系本身更有意义。

在实证分析上，现有文献对一国OFDI与出口关系的讨论多是在引力模型框架内进行的，使用较多的做法是将出口与OFDI的绝对量分别对影响它们的共同因素做回归，通过比较两个方程某一变量的回归系数差异来衡量两者关系如何随某一因素的变化而变化。奥顿斯基（Oldenski）在此基础上通过追踪两者绝对量比值的变化来反映OFDI与出口的关系。［9］但无论是使用出口与OFDI的绝对量，还是使用两者绝对量的比值均难以直接用于衡量OFDI与出口的关系变动，其原因主要有两方面：一是OFDI与出口不具有直接的可比性。两者在统计方法、发展水平、所涉行业、影响因素及政策支持等方面均存在巨大差异，内部的异质性降低了两者的可比性；二是简单的出口投资比难以准确把握出口或OFDI中可能存在的细微变化，尤其是在一国OFDI与出口的发展存在显著不对称性时，规模占优的一方容易掩盖另一方的变化特征。这一现象在OFDI正经历高速发展，同时出口规模占据绝对优势的中国将更为突出。因此，本文需构建一个新指标以便于更客观准确地反映一国OFDI与出口的关系变化趋势与特征。

2.指标构建

出口投资比指标虽有诸多缺陷，但其将出口与投资置于同一分析框架下的思路值得借鉴。在衡量不同产品出口关系变化方面，莱斯纳（Liesner）曾提出一个类似指标：不同产品的出口额绝对量之比。［10］该指标由于出口产品中存在的巨大异质性而具有类似的不可比性，但这一问题被随后的显性比较优势指数大大改善。［11］基于比较优势理论，显性比较优势指数通过将特定产品的贸易额进行适当标准化，以不同产品出口贸易额的比较优势变化来反映它们的出口贸易关系变化。这一指标的优势还在于通过标准化剔除了国家出口总量特征与世界总量波动的影响，较好地反映了一国某一产品的出口相对世界平均出口水平的优势变化。

基于显性比较优势指数的思想，本文试图对一国OFDI与出口额进行类似的标准化。受限于OFDI行业细分数据的可得性，本文从国家宏观视角分别构建了一国在东道国OFDI与出口的显性比较优势指标（见公式（1）和（2））。这一做法虽难以充分考虑OFDI与出口的行业异质性，但在很大程度上解决了OFDI与出口的直接不可比问题，反映了一国OFDI相对世界平均水平的变化情况，在提供更多信息的同时，也便于国际比较。

公式（1）和公式（2）中下标e和o分别代表母国i的出口与OFDI，分子部分表示母国i在东道国j的OFDI额（出口额）占东道国j接受的OFDI总额（进口总额）的比重，相应的分母是指母国i的OFDI总额（出口总额）占世界总投资（总出口）的比例。经上述标准化处理后，本文将OFDI与出口的显性比较优势指数相除，得到相对显性比较优势指数（RRCA），见公式（3）。

RRCAij的变动可以呈现i国在东道国j的OFDI相对优势的变化状况：若RRCAij≥1，表明母国i在东道国j的OFDI更具比较优势，指标值越大，表明OFDI的比较优势越突出；若RRCAij＜1，则i国的出口相对比较优势更为明显。这一兼具连续性与灵敏性特征的相对显性比较优势指标为测度、认识一国OFDI与出口关系变动提供了便利。

二、中国OFDI与出口比较优势测算及特征描述

利用《2012年中国对外直接投资统计公报》与联合国贸易发展委员会（UNCTAD）数据库中的OFDI存量与出口额数据，按照公式（3），本文计算得到了中国与167个东道国在2003～2012年的RRCA指数。其中，167个东道国包含了114个发展中国家、16个转型经济体及37个发达国家及地区。

表1描述了中国与167个东道国RRCA指数的分布。从整体上来看，1580个RRCA指数中约有63.2%的数据显著小于1，表明近年来中国OFDI虽然发展迅猛，但与同期中国向东道国的出口相比，其劣势明显，出口在中国对外开放体系中的主导性地位仍十分显著。从分样本来看，中国在发展中东道国的RRCA值与其在发达东道国的情形有明显差异。首先，RRCA指数大于1的比例在发展中东道国达到了46.28%，是发达东道国这一比例值的9.37倍，这表明中国OFDI比较优势更多地体现在发展中东道国。其次，中国在发展中东道国的RRCA分位数值均高于其在发达东道国的分位数值，意味着中国OFDI相对出口的比较优势在发达国家并不明显，出口仍是中国进入发达市场的主要形式。最后，中国在发达东道国的RRCA变异系数为8.5591，显著大于其在发展中东道国的变异系数（7.5342），这意味着中国OFDI比较优势在发达东道国间的差异性更为突出，影响中国与东道国OFDI与出口关系的因素可能更为复杂。

表1 RRCA指标的总样本和分样本描述性统计

为了全面反映中国在东道国OFDI与出口关系的变动趋势，本文进一步按经济发展程度将东道国分为发展中国家、转型经济体和发达国家。由于RRCA指数具有不对称性，简单的组内平均难以真实反映各组OFDI与出口相对优势变化的趋势特征。为此，本文打破组内国家界限将其视为一个整体，重新计算中国在不同组别东道国2003～2012年的RRCA数值（见表2）。计算结果显示，中国在发展中东道国的RRCA值均大于1，但随着时间推进呈现下降趋势；在转型经济体和发达东道国，RRCA指数值均显著小于1，并呈总体上升趋势。这表明发展中国家是中国OFDI比较优势的聚集之地，但其吸引力有所下降；中国OFDI对转型经济体和发达东道国的偏好持续上升，但出口仍是中国进入这两类国家的主要方式。

表2 中国在发展中东道国、转型经济体及发达东道国的RRCA指数

上述分析表明，中国OFDI与出口关系间的波动较大，且异质性特征明显。为进一步理解中国OFDI与出口关系中的深层规律性特征，本文将通过构建计量模型进行严格的实证分析以解读上述特征与趋势的成因。

三、模型设定及数据说明

1.模型设定

作为分析OFDI与出口选择的基础理论之一，接近与集中模型强调了东道国市场规模、母国到东道国的距离等因素对OFDI与出口的重要影响。东道国的资源储量、制度质量以及文化近似度也往往作为影响两者关系的关键变量纳入实证模型之中。因此，上述因素是模型设定过程中必需考虑的变量。［12］另外，随着国内日益增大的产业结构升级压力及愈加旺盛的高新技术需求，东道国的技术水平也有可能通过影响中国OFDI区位选择进而影响中国在东道国的OFDI与出口关系。除此之外，中国在开放程度日益扩大的背景下参与世界经济的方式也越来越多地受到世界经济形势变化的影响。2008年金融危机的发生及蔓延引致新一轮贸易保护主义抬头，这在一定程度上抑制了全球贸易的发展，但同时也为新兴经济体OFDI的成长提供了机遇。由于金融危机传导的持续性，本文分别将时间虚拟变量设定为2008、2009与2010年，经检验最终选取2009年作为时间虚拟变量引入最终模型中。基本模型形式设定如下：

RRCAit表示中国在东道国i第t年的OFDI相对出口的比较优势指数，pgdpit、nrit、htit分别表示东道国的人均GDP、自然资源储量及高新技术水平，govit、disit表示东道国的制度质量及中国与东道国最重要城市间的距离。contig、comlang、Y_2009是三个虚拟变量，分别表示中国与东道国是否相邻、是否具有相同官方语言、时间是否为2009年，以反映文化近似度与国际金融危机的可能影响。

2.数据说明

本文数据主要来源于《2012年中国对外直接投资统计公报》、UNCTAD数据库及CEPII等网站。所有解释变量的详细说明见表3。需要说明的是：（1）东道国自然资源储量用东道国自然资源出口比重表示，根据《国际贸易标准分类》，并结合UNCTAD数据库中的三分位贸易数据，本文最终选取20种自然资源作为一国资源禀赋的代表；（2）东道国的技术水平用东道国高新技术产品出口比重表示，其中在参考中国《高新技术产品进出口统计目录》的基础上，结合数据的可得性，选取33种高新技术产品作为东道国的高新技术禀赋；（3）根据世界银行的世界治理指标，选取政府有效性指数来衡量一国的制度环境质量；（4）中国与东道国的距离以两国经济中心（最重要城市）之间的距离而非政治中心的距离来表示。

表3 变量说明及来源

四、回归结果分析和稳健性检验

1.模型回归与结果分析

本文中人均GDP、制度指标等变量均具有明显的内生性。为了在得到一致性回归结果的同时，求得诸如距离等时不变变量的影响，本文引入了豪斯曼-泰勒（Hausman-Taylor）回归方法。该回归方法是建立在部分解释变量与不可观测个体异质性相关的假设之上，通过将组内和组间的严格外生时变变量作为方程中时不变变量的工具变量进而求得时不变变量的回归系数。这一回归方法经不断完善具有十分优良的性质，回归结果不仅是一致的，而且比传统的工具变量法回归更为有效。

表4 豪斯曼-泰勒方法回归结果

从回归结果表4中可以看出，豪斯曼-泰勒模型中Wald统计量为35.26，在1%的显著性水平下拒绝了所有解释变量系数均为0的原假设，并顺利通过LM检验和Sargan检验，这表明模型的回归结果是有效的。从关注变量来看，东道国人均GDP（lnpgdp）与自然资源储量（lnnr）的回归系数分别在5%和1%的水平下显著为正，表明东道国的人均GDP越高、自然资源储量越丰富，中国在该国直接投资的比较优势越明显。东道国的高新技术水平（lnht）对中国OFDI与出口比较优势的影响与预期相反，且不显著。可能的原因主要包括两个方面：一是中国OFDI尚处初级阶段，在高新技术获取、管理以及利用方面均存在一定劣势；二是高新技术资源丰富的国家往往在这些行业设置重重障碍，加之各国对国际技术资源的激烈争夺，大大增加了中国OFDI技术寻求的难度。东道国政府有效性指数（gov）的回归系数在10%的水平下显著为负，与预期相反。这一结果可能源于政治制度完善、公共服务优质的国家多是世界投资争相角逐的市场，且中国OFDI相对世界投资而言起步晚、数量小，难以在竞争激烈的投资环境中彰显出优势，更难以与中国传统的出口优势地位相比较。因此，在政府有效性高的东道国，中国OFDI与出口的比较优势往往较低。中国与东道国的距离变量（lndis）和两国是否相邻的虚拟变量（contig）的回归系数均显著为正，表明中国与东道国的地理距离越远或心理距离越近，则中国OFDI相对出口在东道国的比较优势越明显。年度虚拟变量（Y_2009）回归系数为负，可能的原因是金融危机的发生虽为中国OFDI的发展提供了重要机遇，但金融危机带来的世界经济普遍萧条在影响国内经济发展的同时，也在短期内降低了中国企业“走出去”的实力与意愿。因此，相对世界平均投资规模与国内出口水平而言，中国OFDI在东道国的整体比较优势有所减弱，但目前这种效应从总体来看并不显著。是否具有共同语言虚拟变量（comlang）的回归系数未通过显著性统计检验，且在随后所有回归中均不显著，因此，这一变量不是本研究关注的重点。

2.分样本回归与稳健性检验

本文将总样本分为发展中国家与发达国家两个子样本分别进行回归，以进一步考察中国OFDI相对出口比较优势影响因素的组间差异。从表4中（2）和（3）的回归结果来看，两个子样本的回归结果均顺利通过了所有检验，且相对发达东道国而言，发展中东道国的回归中有更多变量变得显著，表明中国OFDI比较优势的影响因素在不同发展阶段东道国存在一定差异，主要呈现在三个方面：第一，在发展中东道国，人均GDP（lnpgdp）的回归系数显著为正，但这一变量在发达东道国并未通过相应的统计检验。这说明发展中东道国经济发展水平越高，中国OFDI在该国的比较优势越突出，但这一结论在发达东道国并不成立。第二，东道国的自然资源禀赋变量（lnnr）和政府有效性指数（gov）仅在发展中东道国作用明显，而东道国高新技术水平（lnht）的回归系数仅在发达东道国显著。这表明在当前阶段，发展中东道国的自然资源仍是中国OFDI的主要寻求对象，且东道国资源储量越大、政府有效性指数越低，则中国OFDI在东道国的比较优势越高；在发达东道国，其高新技术水平的影响更为显著，但由于国际竞争激烈以及技术消化吸收困难等问题，东道国技术水平越高反而越不利于提升中国OFDI的比较优势。第三，两个虚拟变量Y_2009和Contig的回归系数仅在发展中东道国显著，在发达东道国的作用均不明显。这进一步反映了中国OFDI明显的组别与区域差异特征，即国际金融危机对中国OFDI比较优势的负向影响在发展中国家更为显著，而与中国同属亚洲大陆、文化接近的发展中东道国吸引了更多的中国OFDI，并在一定程度上促进了中国OFDI比较优势的提升。

五、政策建议

根据本文的研究结论，结合当前我国和世界经济发展的实际情况，本文提出如下政策建议。

第一，整体来看，中国OFDI起步晚、起点低，虽在绝对量上增长迅速，但与世界OFDI的平均发展规模及国内出口水平相比具有明显差距，出口仍是中国参与国际分工的主要方式。因此，在构建中国开放型经济新体制的过程中，继续坚持“走出去”战略，不断提升OFDI在中国对外开放体系中的作用，促进企业国际化生产方式多样化的任务依旧迫切；同时，在强调企业投资主体地位的基础上，加强政府对中国OFDI服务与支持体系建设仍十分关键。

第二，中国OFDI与出口关系变化具有明显的国别及阶段差异特征。相比出口在发达国家的优势地位，中国OFDI的比较优势更多体现在发展中东道国，尤其是与中国同处亚洲大陆的国家。从时间趋势上看，中国OFDI相对出口的比较优势在发展中国家呈稳中趋降之势，而在转型经济体及发达国家呈持续上升的态势。从而，制定并落实中国的投资政策不宜“一刀切”，必须坚持国别分类指导及差别对待。一方面，继续推进中国与发展中国家的投资合作，不断拓宽合作领域、深化合作层次，保持中国OFDI在发展中东道国的比较优势；另一方面，不断增强与发达国家及转型经济体的政治互信与经济交流，通过建立自贸区、签署投资协定等措施循序渐进地推动中国OFDI向发达国家转移，不断提升中国在发达国家及转型经济体OFDI的数量与质量。

第三，就影响因素而言，东道国的人均GDP、自然资源储量、距离及地域虚拟变量等对提升中国OFDI与出口的比较优势作用显著，且与预期基本相符。东道国政府服务质量的回归系数显著为负，与大多数研究相一致，但导致这一结果的具体原因有待后续研究。从组别影响因素来看，东道国经济发展水平、资源储量及政府有效性指标仅在发展中东道国显著，且与总体回归结果基本一致，东道国高新技术水平仅在发达东道国显著，表明影响中国OFDI比较优势提升的因素在不同发展阶段东道国具有明显差异，从而推动中国OFDI发展的相关政策制定也应根据东道国发展水平的不同进行相应调整。国际金融危机对中国OFDI在发展中东道国比较优势的发挥有一定的负向影响，但在发达东道国并不明显，这表明国际金融危机的发生在一定程度上为推进中国OFDI的投资国别结构调整提供了契机。因此，通过政府合理引导及财政、金融和税收支持以逐步提升中国OFDI在发达东道国较高技术行业领域的相对优势，对于经济“新常态”背景下中国稳步推进“走出去”战略、实现“以开放促发展”目标具有重要意义。

［1］Dunning，JH.Explaining Changing Patterns of International Production：In Defense of the Eclectic Theory［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1979，（41）.

［2］Dunning，JH.Explaining the International Direct Investment Position of Countries：Towards a Dynamic or Developmental Approach［J］.WeltwirtschaftlichesArchiv，1981，117（1）.

［3］Helpman，E.A simple Theory of International Trade with Multinational Corporations［J］.Journal of Political Economy，1984，92（3）.

［4］Brainard，SL.An Empirical Assessment of The Proximity-Concentration Tradeoff Between Multinational Sales and Trade［J］.A-merican Economic Review，1997，87（4）.

［5］Bergstrand，JH，Egger.P.A Knowledge and Physical Capital Model of International Trade Flows，Foreign Direct Investment，and Multinational Enterprises［J］.Journal of International Economics，2007，（73）.

［6］范海君.国际直接投资的贸易效应：一个理论分析框架［J］.当代经济研究，2012，（3）.

［7］张纪凤，黄萍.替代出口还是促进出口—我国对外直接投资对出口的影响研究［J］.国际贸易问题，2013，（3）.

［8］谭亮，万丽娟.中国对外直接投资与进出口贸易关系的实证分析［J］.重庆大学学报（社会科学版），2010，16（1）.

［9］Oldenski，L.Export Versus FDI and the Communication of Complex Information［J］.Journal of International Economics，2012，（87）.

［10］Liesner HH.The European common market and British Industry［J］.Economic Journal，1958，（6）.

［11］Balassa，B.Trade Liberalization and Revealed Competitive Advantage［J］.The Manchester School of Economic and Social Studies，1965，33（2）.

［12］Kolstad，I.，Wiig，A.What Determines Chinese Outward FDI［J］.Journal of World Business，2012，（47）.

［13］Deng，P.Why do Chinese Firms Tend to Acquire Strategic Assets in International Expansion？［J］.Journal of World Business，2009，（44）.

责任编辑：蔡 强

F752

A

1005-2674（2015）08-084-07

2015-03-20

定稿日期：2015-07-10

国家社会科学基金项目（13BJY082）；中央高校基本科研业务费博士研究生课题项目（JBK1307001）

尹忠明（1963-），男，四川仁寿人，西南财经大学国际商学院教授，博士生导师，主要从事国际贸易理论与政策研究；李东坤（1987-），女，河北石家庄人，西南财经大学国际商学院博士研究生，主要从事跨国公司经营与管理研究。