中国对外直接投资与非洲东道国出口贸易结构升级

连 增 孙艺华

一、引言

自“一带一路”倡议提出以来，中国与“一带一路”沿线国家不断深化合作，突出体现在对非洲直接投资呈迅猛增长趋势。根据《中国对外直接投资统计公报》，截至2020年，中国在非洲直接投资存量达434亿美元，相较于2013年增加超过100亿美元，其中，建筑业、采矿业和制造业为存量最多的三个行业，占比分别为34.9%、20.6%和14.1%。

中国在非洲国家日益增长的经济活动引起了学术界和国际社会的关注与思考。西方学界用“西方大国殖民经验”解读中国对非投资，并时常与“对非掠夺”结合起来，认为中国对非投资本质上是要掠夺非洲的资源。[1-2]

中国在非经济活动是否对非洲国家产生了消极影响？为回答这一问题，本文以中国对非投资为切入点，试图证明中国对非投资显著促进了东道国出口贸易结构的升级。出口贸易结构在投资前后的变化客观体现了东道国是否利用外资提升企业生产率进而提高其内生增长动力、[3]实现收入增长，[4]这是考察国家经济发展水平的核心指标之一，能够在一定程度上反驳中国对非投资是“对非掠夺”的观点。在此基础上，探究东道国体制对出口贸易结构的直接和间接效应，以驳斥“中国对非投资是腐败的交易”的相关论调，并论证中国企业在“走出去”时秉持人类命运共同体原则，为中国积极参与全球治理贡献提供实证支持。

二、文献述评与理论阐释

(一)文献述评

对外直接投资与贸易的关系一直是备受学界关注的焦点问题，已有研究主要将投资和贸易的关系分为替代和互补两大类。早期研究主要关注替代效应，关税等壁垒会产生资本边际产量的差异，进而导致资本的国际流动。[5]而且，对外投资使原本不具有比较优势的进口替代部门得到发展，从而减少贸易量。费农提出的生命周期也说明投资和贸易是一种转化关系，在产品的不同阶段，厂商为实现利润最大化，会在对外出口和对外投资中进行选择，且随着新产品生命周期的缩短，投资和贸易的转化关系也会越来越明显。[6]

另一部分研究认为，投资和贸易存在着互补效应，并从要素流和产品流的角度进行了解释。其中的代表人物小岛清(Kojima)认为，对外直接投资是生产要素的总体转移，可以使投资前东道国潜在的比较优势得以利用，从而生产出可以进行国际贸易的产品。[7]随后的研究也从技术差别、规模经济、关税、不完全竞争市场和企业生产率等角度分析了贸易和投资之间存在着互补的关系。[8-9]相关的实证研究证明了，对外直接投资流入显著增加了东道国的出口贸易量。对外直接投资流入既提高了东道国的生产能力和出口供应潜力，又提供了更多出口市场信息和与母国供应链之间更紧密的联系。[10]在以非洲为样本的研究中，王嫚、闫黎丽实证检验了2003-2008年中国对46个非洲国家直接投资的进出口贸易效应，结果表明，中国对非洲直接投资对贸易起促进作用。[11]也有文献从贸易结构的角度刻画了投资的贸易效应，并得到投资的流入提高了一国出口技术复杂度的结论。[12]在衡量贸易结构的指标选择上，主要有显性比较优势指数(RCA)、出口技术复杂度、出口产品质量、某类产品的出口额占出口总额的比例或市场份额四大类。[12-13]

综上可见，当前国内外关于投资对东道国贸易效应的研究，由于研究区域、对象、样本和研究方法的不同，得到不同的结论。已有中国对非洲直接投资的研究中更多以中国的出口为视角，[14]或者只使用国家层面的数据进行分析，[11]大多数研究使用引力模型解释进出口贸易量的变化，但很少关注贸易结构，并经常与“对非援助”相结合。[15]此外，已有研究还缺少综合非洲制度、官方语言和地理区位因素上的特点等方面的探讨。

(二)理论阐释

非洲仍是世界上最不发达的地区，自然禀赋、人口条件、气候环境和政治文化等都在客观上约束了非洲的经济发展，尽管很多非洲国家大力发展民族工业，但资源和初级产品依旧占据着非洲出口产品的较大比重，在工业发展方面远落后于世界其他地区。单从东道国的角度来看，资本和技术流入能够提高东道国的生产能力和出口供应潜力，使非洲国家的出口结构向更适宜本国经济发展水平的方向转换，比如中低端制造业产品。[15-16]同时，中国对外直接投资的流入也为非洲国家企业提供了更多出口市场信息，有利于减少市场中的信息不对称，促进经济主体之间的合作。[17]虽然对于非洲国家来说，融入国际分工可能是进入了发达国家“外包”出来的生产环节和生产阶段，但相对于其现有水平来说是更为高端的环节和阶段，[18]实现了出口贸易水平的提高。

从母国和东道国的互动角度来看，中国和非洲国家在产业结构上具有一定的互补性，中国现阶段面临的产能过剩问题可以与非洲的工业化进程有机结合。[19]相比于在经济和技术上更有优势的发达国家，非洲国家与中国的技术差距较小，在技术学习上相对容易，技术溢出效果会更加明显。[20]在投资项目领域，中国在非基础设施建设的重点是道路、电力等，为非洲国家实现出口贸易结构升级提供基础保障。此外，教育是技能和知识传播的渠道，中国企业在对外投资的同时也注重培训当地专业人才、向非洲当地派遣专家、为非洲学生提供来华留学的奖学金和建设教育基础设施等，以“授人以渔”的方式帮助非洲国家提升生产能力。因此，中国对非洲投资改善基础设施建设和提升人力资本水平，是实现东道国出口贸易结构升级的渠道。

三、实证数据和模型

(一)计量模型构建

本文基准回归模型设定为：

manui,t=β0+β1lnfdiflowi,t-1+β2Zi.t+γi+γt+εi.t

(1)

式(1)中，i、t分别表示国家和年份，被解释变量manui,t为非洲国家i在t年制造业出口占商品总出口的比值；核心解释变量lnfdiflowi,t-1为中国对非洲国家i在t-1年直接投资流量，Zi.t为其他控制变量，包括非洲国家人均GDP(lngdppppi,t)、劳动资源(lnlabori,t)、自然资源(lnnaturei,t)、汇率(lnexchangei,t)、制造业附加值(lnvalueadd)等，γi为国家固定效应，γt为时间固定效应，εi.t为随机扰动项。

(二)样本选择、变量说明和数据来源

1.样本选择

本文的研究对象是54个非洲国家，样本区间为2003-2017年，样本类型为面板数据。考虑到群岛国家的经济不稳定性及国家内部动乱问题对数据造成的影响，剔除了圣多美和普林西比、塞舌尔、索马里、南苏丹4个国家；剔除了人均GDP、劳动力资源等基本数据缺失的国家和地区，[20-21]最终得到40个国家的数据。

2.被解释变量

依据现有研究贸易结构的文献做法及非洲国家经济发展水平，采用制造业出口占商品出口的比重乘以100作为被解释变量来反映一国的出口贸易结构，利用manui,t表示。中国在非洲的制造业累计投资年增长在10%左右，2003年至2014年，中国企业在非洲的新建项目中，制造业占了最大的比重。数据来源于世界银行发布的世界发展指标(WDI)数据库。

3.核心解释变量

中国对非洲直接投资流量是本文的关键解释变量，数据来自中国商务部发布的各年度《中国对外投资统计公报》。用fdiflowit表示中国对非洲i国t年的直接投资流量，单位是万美元。为了不出现较大的方差差异，对fdiflow进行以下处理：

(2)

4.控制变量

参考相关文献，控制变量包括非洲国家的人均GDP、自然资源、劳动资源、汇率和制造业附加值。所有的控制变量均取对数值，数据同样来自WDI数据库。一国的人均GDP可以反映其经济发展水平，将人均GDP引入模型反映市场对投资和贸易的影响，按2010年不变价美元计，用lngdpppp表示。自然资源用自然资源租金总额占GDP的百分比来衡量，自然资源租金总额是石油租金、天然气租金、煤炭(硬煤和软煤)租金、矿产租金和森林租金之和，用lnnature表示。劳动资源用一国的劳动力总数来衡量，是指包括所有年满15周岁、符合国际劳工组织对从事经济活动人口所作定义的群体，包括就业者和失业者，用lnlabor表示。官方汇率指相当于1美元的本币单位，是时期平均值，用lnexchange表示。制造业附加值是一个部门在总计了各项产值并减去了中间投入之后的净产值，用lnmanup表示。

四、实证检验和结果分析

(一)基准回归

基准回归结果见表1所示。在控制国家固定效应和时间固定效应并加入其他控制变量后，核心解释变量lnfdiflowi,t-1的系数均显著为正，由此反映出中国对外直接投资是促进了非洲东道国制造业出口比例的增加，使东道国出口贸易结构得到优化，意味着东道国工业化程度和在国际分工中的地位均有所提高，内生增长动力增强。

表1 基准回归结果

在其他控制变量中，东道国经济规模(lngdpppp)的系数为负，且除第(3)列外均在1%的水平上显著，说明对于较不发达的国家而言，中国投资的出口贸易结构优化作用更加明显；东道国劳动力资源(lnlabor)、制造业附加值(lnvalueadd)和汇率(lnexchange)的系数均不显著，表明劳动力资源的丰富程度和汇率对非洲国家出口贸易结构改善的作用不明显；东道国的自然资源系数(lnnature)基本上显著为负，反映了丰富的自然资源并不能促进出口贸易结构升级。

(二)内生性问题：工具变量

基准回归中通过控制年份和国家层面的固定效应，以及加入控制变量在一定程度上减少了可能存在的内生性问题。在此基础上，使用中国一般公共财政支出这一指标作为工具变量。[15]已有研究验证了财政支出与对外直接投资呈正相关关系，[22]而中国的财政支出对非洲东道国的出口贸易结构不产生直接影响，满足了工具变量外生性要求。中国的财政支出数据来自中国商务部，与对外直接投资数据对应，财政支出的指标同样取对数并用前一期数据进行IV-2SLS回归。回归结果见表2中第(1)列所示，核心解释变量(lnfdiflowi,t-1)依旧显著为正。Cragg-Donald Wald检验的F统计值为12.372，大于Stock-Yogo弱工具变量检验在15%水平的临界值8.69，可以拒绝弱工具变量的原假设。

(三)稳健性检验

1.动态效应：系统GMM估计

由于东道国当期出口贸易可能会受到上一期出口情况的影响，本文加入了非洲国家制造业出口比例的前一期，采用系统GMM估计方法以考虑投资和贸易关系中存在的动态滞后性，模型设定为式(3)。估计结果为表2的第(2)列，使用系统GMM估计后的核心解释变量(lnfdiflowi,t-1)的系数为正且依旧显著，说明考虑了出口贸易结构的动态因素之后，中国对非洲投资依旧是促进了对东道国出口贸易结构的优化，结论具有一定的稳健性。

manui,t=β0+β1lnfdiflowi,t-1+β2manui,t-1+β3Zi.t+γi+γt+εi.t

(3)

2.Tobit估计

本文被解释变量为制造业出口占商品出口的百分比，数值在0-1之间，乘以100后取值在0-100之间，本文使用Tobit模型进行估计。回归结果见表2第(3)列，核心解释变量(lnfdiflowi,t-1)的系数为0.629且较为显著，可以认为基准回归结果具有一定的稳健性。

3.对出口贸易结构的另一种测算：出口技术复杂度

为了确保结论的稳健性，本文采用另一种衡量出口贸易结构的指标，即出口技术复杂度(不包含服务贸易)。非洲i国t年的出口技术复杂度记为ESit，其计算公式为：[23]

(4)

表2 内生性问题处理和稳健性检验

(四)对外直接投资的分行业检验

中国对非直接投资流量促进了非洲东道国制造业出口比例的增加，体现了中国对非投资能够提高非洲的出口能力，但使用对非直接投资流量这一指标并不能反映投资的具体类型和行业，本文继续探究中国企业在不同行业投资对非洲出口贸易结构的影响。

(5)

国家层面的对外直接投资数据依旧来自《中国对外投资统计公报》，投资企业数量则是在孙楚仁等①的基础上，[25]整理了中国商务部发布的“境外投资企业(机构)名录”中2003-2014年中国企业对非洲直接投资数据，并与WDI数据库中10类②出口产品分类对应，得到中国在非洲投资企业920家，再对这些企业按照国家、年度、行业和企业个数进行汇总，得到中国企业在非洲投资的行业数据。每年中国在非洲某国投资某一行业投资存量的前一期作为解释变量，使用(1)式进行回归，被解释变量为每个行业产品的出口比例。

表3为分行业检验结果，(1)列为全行业回归，(2)列至(4)列分别为第一产业、第二产业和第三产业③，除第(2)列外，其他各列回归在控制了国家和年份固定效应的基础上，还控制了行业固定效应。全行业的结果显著为正，说明总体上支持中国对非直接投资促进非洲东道国出口贸易结构升级的结论，并且从(2)列核心解释变量显著为负、(4)列显著为正来看，在长期，中国对非投资正向着从第一、二产业向第三产业升级。

表3 对外直接投资的分行业检验结果

五、扩展分析和机制探讨

(一)基于制度质量的检验

非洲在经济表现不佳的同时也在遭受着流血冲突，经济学家保罗·克利尔认为，冲突本身是软弱的制度带来的。中国企业在非投资面临着非洲国家政治风险，同时中国对非投资也被质疑存在着“腐败的交易”和“透明度低”的问题，因此讨论非洲国家的制度特征、对外直接投资和出口贸易结构的关系，能够为中国企业对非直接投资决策提供一些参考。

制度质量主要通过两条路径对投资的贸易效应产生影响：一是东道国制度质量自身影响其出口贸易的直接效应；二是制度质量与投资的交互效应，也可以认为是由制度质量传导的间接效应。一个国家的制度质量通过影响其营商或投资环境，进而影响该国利用外资提升本国内生增长动力的能力。但已有研究因在样本选择上存在着差异，制度质量对贸易影响的作用方向上并没有一致的结论。

为探究非洲国家制度质量的异质性是否对投资的贸易效应有不同的影响，首先在解释变量加入衡量非洲国家制度的指标，以探究制度质量对出口贸易结构的直接效应。现有研究制度质量的文献大多采用世界银行发布的全球治理指标数据库中的6项国家治理评分，分别为政治稳定和不存在暴力或恐怖主义、政府效率、腐败控制、监管质量、法制规则和话语权与责任，本文主要从腐败的角度考察制度质量的影响，因此使用腐败控制这一指标，取其对数，用lnCCi,t表示，数值越高表明国家腐败控制的效果越好。为研究东道国制度质量与中国对外投资的交互效应对东道国出口贸易结构的影响，引入腐败控制和对外投资流量的交互项，模型设定为：

manui,t=β0+β1lnfdiflowi,t-1+β2lnCCi,t-1+β3lnfdiflowi,t-1×lnCCi,t-1+β2Zi.t+γi+γt+εi.t

(6)

结果见表4所示，(1)至(3)列直接加入腐败控制的指标，第(4)列加入交互项且使用前一期(lnCCfdii,t-1)的数据进行回归。由表4可以看出，在引入衡量东道国腐败控制的指标之后，核心解释变量对非直接投资流量(lnfdiflowi,t-1)的系数依旧显著为正，但腐败控制指标对出口贸易结构作用的符号并不确定，且都不显著，说明东道国腐败控制对其贸易结构没有显著的影响。然而，直接投资流量与腐败控制质量交互项的系数在10%的水平上显著为正，可见，中国对非洲投资和东道国制度质量之间对促进优化非洲东道国出口贸易结构有着显著的交互效应，即较好的腐败控制能够更好地发挥投资对贸易结构升级的促进作用，健全的制度建设对投资的贸易效应存在着放大作用，说明中国在非洲国家的投资并不是依靠“腐败的交易”。

表4 基于制度质量的检验

(二)基于东道国官方语言的检验

非洲是世界上语言种类最多的大陆，独立使用的语言约为800至1000种。由于欧洲殖民主义国家入侵，目前大多数非洲国家皆采用非洲以外的语言作为官方语言。根据中国商务部统计，非洲主要有四种官方语言，分别为英语、法语、阿拉伯语和葡萄牙语。

语言障碍一方面直接影响到双方沟通，从而影响经济活动的进行，另一方面可能导致贸易双方的信息不对称，进而增加交易成本。已有研究比较了英语、法语、西班牙语和阿拉伯语分别作为共同语言对贸易的影响，发现英语对贸易的影响最大。[26]对于没有相同官方语言的国家，“通用语”或“第三方语言”(如英语)起到了一定的贸易效应。测算语言距离的研究发现，在非洲各国使用的语言中，汉语和英语的语言距离最小。[27]由此可见，现有的研究在一定程度上反映了非洲国家不同的官方语言可能会影响中国对非直接投资与非洲国家出口贸易结构的关系。

将非洲国家按照官方语言分类后进行分组回归，结果发现，四组的核心解释变量(lnfdiflowi,t-1)的系数均为正，且官方语言为英语和法语的国家核心解释变量(lnfdiflowi,t-1)的系数为显著为正，而官方语言是阿拉伯语和葡萄牙语组的系数不显著(表5)。

表5 基于官方语言的分组检验

其可能的原因有以下几点：一是英语和法语相对于阿拉伯语和葡萄牙语，使用范围较广，便于开展国际贸易；二是中国掌握英语和法语的人较多，便于中国企业在非洲当地进行调研、谈判、合同签订等工作，能够降低投资成本，也更利于投资促进东道国贸易结构升级；三是非洲官方语言的形成是由于殖民因素，非洲国家受宗主国的影响在当今也会体现在与宗主国有更紧密的经贸联系上，反映出其在出口贸易结构上的差异。

(三)基于东道国地理区位的检验

地理区位也是影响一国贸易和投资的重要因素。地理区位影响投资的贸易效应有两点原因：一是地理区位影响贸易成本，地理差异通过自然资源禀赋影响地区的生产率和生产成本，造成了各地区在专业化分工上的不同，地理距离也直接影响交通运输成本。此外，地理边界带来的不同地区在制度和文化等因素上的差异在长期影响政策壁垒成本和交易成本。即使交通和互联网的发展在一定程度上降低了地理距离的负向影响，但相邻国家的贸易“组团”现象表明地理距离依旧对国际贸易产生不可忽视的影响。二是对外直接投资带来知识和技术的流入存在地理溢出效应，地理位置上较为临近的企业在学习新知识和技术时更容易形成集群而促进学习，而且这种溢出效应要在本地产业的知识基础较为薄弱、新知识与本地产业有一定适配性的时候发生。[28]处于不同地理区位的非洲国家在自然资源、经济发展程度和文化上存在着的差异可能影响投资的贸易效应。

为了探究地理区位的影响，采用联合国经济和社会事务部统计司的地理方案，将非洲国家按照地理区位划分为北非、东非、西非、中非和南非。使用分组回归的方式进行检验，回归结果见表6，五个分组中核心解释变量的系数均为正，且中非、西非和南非分组的系数显著为正。可见，中国投资对非洲国家出口贸易结构的优化效应存在着地理分区上的差异。地理区位分组后，各组控制变量的符号和显著性相对于基准回归也发生了变化。例如，在中非的分组里，人均GDP(lngdppppi,t)的系数显著为正，说明对于中非国家，经济发展程度对出口结构的优化起正向作用。同样，在不同的分组中，劳动力资源(lnlabor)和自然资源(lnnature)的系数也发生改变，说明由于地理位置导致的自然资源禀赋、人口聚集和迁移等因素，对出口贸易结构的影响也存在着较为明显的异质性。此外，截至2017年，中国对外直接投资存量最多的五个非洲国家分别为南非共和国、刚果民主共和国、赞比亚、尼日利亚和安哥拉，均位于南非、中非和西非，可见中国对外直接投资的流入大国也对所在地理区位存在着一定的溢出效应。

表6 基于地理位置的分组检验

(四)作用机制

中国对非洲直接投资是通过怎样的作用机制来促进东道国出口贸易结构升级呢？本文认为，中国对非洲投资能够改善基础设施建设和提升人力资本水平，从而使东道国从生产资源品和初级品转向生产和出口更多的制造业产品。从WDI数据库中选取非洲各国通电率(享有通电人口的百分比)指标和营养不良发生率作为中介变量，用通电率和营养不良发生率分别衡量一国基础设施情况和人力资本水平，对上述传递路径进行机制检验。模型设定为:

mediatori,t=β0+β1lnfdiflowi,t-1+β2Zi.t+γi+γt+εi.t

(7)

lnmanui,t=β0+β1lnfdiflowi,t-1+β2mediatori,t+β3Zi.t+γi+γt+εi.t

(8)

其中，mediatori,t表示非洲i国第t年的通电率或营养不良发生率，式(7)的解释变量为中国对非直接投资流量滞后一期，通电率或营养不良发生率为被解释变量，式(8)的解释变量为中国对非直接投资流量滞后一期和通电率或营养不良发生率。如果对外直接投资流量会显著影响中介变量，并且中介变量和中国对非对外直接投资流量同时显著影响非洲国家制造业出口比例，那么上述传递路径就通过了机制检验。

表7第(1)列至(3)列为使用通电率为中介变量的结果，(4)至(6)列表示使用营养不良发生率作为中介变量的结果，(1)列和(4)列为模型(1)的回归结果。第(2)列显示,中国对非投资与非洲东道国的通电率回归后，对非直接投资的系数显著为正，对应了式(7)，说明中国对非洲投资的增加会使得东道国享有通电的人口比例增加，即改善了基础设施，而(5)列表示中国对非洲投资的增加降低了东道国的营养不良发生率，即提升了人力资本水平。第(3)和(6)列给出了核心解释变量(lnfdiflowi,t-1)和中介变量(mediatori,t)对被解释变量的回归结果，结果表示，非洲东道国的通电率与非洲东道国制造业出口比例呈显著正相关，说明随着基础设施水平的提升，出口贸易结构也在改善；营养不良发生率的系数依旧为负，说明从营养的角度衡量人力资本时，东道国人力资本水平的提升可以优化出口贸易结构，上文所述机制传递路径通过了检验。

表7 机制检验

六、结论及启示

近年来，中国对非洲国家的投资力度不断增加，对非投资越来越受到关注，但是有关中国对非投资的贸易效应研究大多聚焦于中国出口贸易情况和中非双边的贸易流量，少有关于中国对非投资与非洲东道国出口结构关系的研究。本文使用2003-2017年中国对非投资和非洲贸易数据，研究了对外直接投资和非洲国家出口贸易结构的关系，主要结论有以下四点。

第一，中国对非投资能够促进东道国出口贸易结构的升级，体现在制造业出口占商品出口比例的增加和出口技术复杂度的提升，为非洲东道国带来内生增长的动力。在长期，中国投资使非洲出口贸易结构从第一、二产业向第三产业升级。

第二，东道国腐败控制水平与中国对非直接投资的交互项对非洲东道国出口贸易结构有着显著的正向关系，因而东道国制度体系的完善能够更好地发挥中国投资对贸易结构升级的促进作用。

第三，对东道国官方语言和地理区位的异质性检验发现，中国对非直接投资对非洲国家出口贸易结构的优化能力存在着地理差异，中国对官方语言为英语和法语的国家投资的贸易结构升级效应要更为显著，中国在中非、南非和西非的直接投资促进制造业出口的效果也优于东非和北非。

第四，使用通电率和营养不良发生率作为中介变量进行机制检验发现，基础设施的改善和人力资本水平的提升在中国投资优化非洲东道国出口贸易结构升级中起到了部分中介效应。

本文为中国对非投资对东道国的经济发展绩效提供了一定的实证支撑，证明中国对非投资并非如西方社会所言是“对非掠夺”或“腐败的交易”，而是可以促进非洲国家出口结构的改善，为其经济发展提供内生动力，体现出中国积极推动构建人类命运共同体的愿望正在实现。面对西方社会对中国在非投资的负面态度，中国学者应多用量化的方法从非洲东道国的视角关注中国在非洲投资的绩效问题。

注释：

① 数据整理时参考来自孙楚仁等(2021)，参见在《中国工业经济》网站(http://www.ciejournal.org)附件下载。

② 10类分别为：矿石和金属、农业、制造业、食品、燃料、信息和通信技术、保险与金融服务、旅行服务、交通服务、计算机通信和其他服务。

③ 第一产业包括农业，第二产业包括矿石和金属、制造业、食品、燃料、信息和通信技术，第三产业包括保险与金融服务、旅行服务、交通服务、计算机通信和其他服务。