張 婷, 徐 毅

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、前言

2012年，為推動中國與中東歐地區(qū)間的國際合作，中國通過了“16+1”框架，2019年希臘正式參與，框架升級為“17+1”。中東歐作為中國貿(mào)易進入歐洲西部市場的大門，是“一帶一路”上的重要樞紐，處于重要戰(zhàn)略地位。

一直以來，直接投資與出口貿(mào)易之間的關(guān)系都是學(xué)術(shù)界的熱點問題。蒙代爾(Mundell)認(rèn)為對外投資在自由貿(mào)易的情況下不會發(fā)生，且投資對貿(mào)易存在替代效應(yīng)[1]。巴克利(Buckley)等指出貿(mào)易壁壘的加強會導(dǎo)致企業(yè)出口貿(mào)易成本的提高，為了降低成本，企業(yè)會選擇對外投資來替代出口貿(mào)易[2]。20世紀(jì)后期，開始有研究提出投資貿(mào)易相互促進的觀點。李普西(Lipsey)等使用美國的相關(guān)數(shù)據(jù)，得出結(jié)論，美國企業(yè)的投資并不能替代向生產(chǎn)所在地區(qū)進行的出口，相反可以促進出口[3]?！白叱鋈ァ闭咛岢龊?，中國對外直接投資得到持續(xù)發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者對該問題的關(guān)注也日益加強。蔣冠宏等[4]、毛其淋等[5]通過實證研究證實了中國企業(yè)進行的投資會為我國的出口帶來一定程度的促進。林志帆對中國與多個國家之間的投資進行研究，認(rèn)為對外直接投資對出口貿(mào)易增長的貢獻相對較小[6]。程中海等[7]、劉再起等[8]認(rèn)為中國對外投資與出口貿(mào)易的關(guān)系與東道國稟賦有關(guān)。劉永輝等通過研究發(fā)現(xiàn)，中國對中東歐的投資仍存在廣泛的上升空間[9]。

通過梳理文獻，發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)界對投資和貿(mào)易的關(guān)系仍存在較大爭議，可能是由于未考慮投資動機的影響，且專門研究中東歐地區(qū)的文獻較少。本文旨在厘清投資與出口貿(mào)易的關(guān)系，并有別于以往研究對國家進行的分類，以檢驗不同動機投資對出口的影響為目的，以中東歐地區(qū)為對象，在引力模型框架下進行實證，并提出建設(shè)性建議。

二、研究設(shè)計

(一)假設(shè)提出

厘清中國對中東歐地區(qū)直接投資與出口貿(mào)易的關(guān)系，不僅可以完善中國對外投資的結(jié)構(gòu)，還可以提升其在該領(lǐng)域的貿(mào)易效率。根據(jù)前文分析，國內(nèi)眾多學(xué)者已經(jīng)對中國直接投資的出口促進效應(yīng)進行了實證分析，在“一帶一路”倡議背景下，中國與中東歐地區(qū)的發(fā)展關(guān)系趨于穩(wěn)定，在此情況下，投資的推進可以有效搭建貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)，加強兩地區(qū)間的貿(mào)易聯(lián)系。基于此，本文提出假設(shè)H1：中國對中東歐國家的OFDI對出口是促進的。此外，根據(jù)貿(mào)發(fā)會的《世界投資報告》，把對外直接投資分為市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型以及創(chuàng)新資源尋求型四種。不同動機的投資對出口貿(mào)易產(chǎn)生的作用路徑存在差異，產(chǎn)生的結(jié)果也可能不同。

市場尋求型OFDI是在被投資國開辟新市場[4]。一方面，企業(yè)通過投資的方式擴大市場份額，在東道國生產(chǎn)同質(zhì)性商品，這樣就對出口貿(mào)易形成替代。另一方面，當(dāng)東道國存在貿(mào)易壁壘時，身處投資國的母公司，通過位于東道國的子公司的市場，可以擴大對東道國產(chǎn)品的出口，充分發(fā)揮投資的優(yōu)勢。由于我國對中東歐國家了解較少，其貿(mào)易壁壘嚴(yán)重，這種對出口的促進很可能大于對同質(zhì)產(chǎn)品出口的替代。因此，提出假設(shè)H2.1：市場尋求型OFDI促進出口。

資源尋求型OFDI的目標(biāo)是獲取他國相對豐富的自然資源。一方面，從東道國開采出的自然資源很可能被運回國內(nèi)二次加工后再次出口，進而增加了出口。另一方面，以該目的進行投資時，投資國通常會為東道國提供相應(yīng)的生產(chǎn)設(shè)備以及勞動力，與東道國共同對當(dāng)?shù)氐脑牧?、資源進行加工，間接地促進了相關(guān)技術(shù)的出口。因此，提出假設(shè)H2.2：資源尋求型OFDI促進出口。

效率尋求型OFDI是為了尋求東道國廉價的勞動力，從而降低生產(chǎn)成本[10]。企業(yè)將劣勢產(chǎn)業(yè)投向人工成本更低的國家，轉(zhuǎn)移國內(nèi)生產(chǎn)，同時促進相關(guān)商品和服務(wù)的出口。近年來，社會的發(fā)展使得勞動力的價格越來越高，企業(yè)對低成本的勞動力資源相對于以前更加敏感。因此，提出假設(shè)H2.3：效率尋求型OFDI促進出口。

創(chuàng)新資源尋求型OFDI旨在通過被投資國的技術(shù)溢出而獲取先進的技術(shù)。這類投資通過東道國的先進技術(shù)提升母國企業(yè)的創(chuàng)新能力以及研發(fā)水平，使得母國商品的比較優(yōu)勢提升，進而擴大母國的商品出口，同時通過建設(shè)過程中商品的流動，刺激母國的出口貿(mào)易[11]。因此，提出假設(shè)H2.4：創(chuàng)新尋求型OFDI同樣促進出口。

(二)模型構(gòu)建

本文參考以往的研究，選取擴展的貿(mào)易引力模型，并在其中加入核心解釋變量和可能影響出口的其他控制變量。模型如下：

lnyijt(EXP)=?0+?1lnxijt(OFDI)+?2lnxjt(PGDP)+?3lnxijt(DIS)+?4xjt(OPEN)+?5xjt(ENVIR)+εijt

其中，i指母國，j指東道國，t代表年份，t=2005，2006，…，2018，為隨機擾動項。EXP為被解釋變量，表示中國對東道國的出口額。OFDI為核心解釋變量，表示中國對東道國的對外直接投資量，由于流量數(shù)據(jù)易受外生因素的影響，故本文選取存量數(shù)據(jù)進行實證。本文有四個控制變量，分別是東道國的經(jīng)濟實力、運輸成本、貿(mào)易自由度和環(huán)境質(zhì)量。其中，PGDP表示東道國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，體現(xiàn)東道國的經(jīng)濟水平，經(jīng)濟水平越高的國家，市場吸收力越強；DIS代表中國與東道國的地理距離，對應(yīng)運輸成本，地理距離越大，成本就越大，越不利于出口，本文為了更準(zhǔn)確地表現(xiàn)貿(mào)易運輸距離，使用t年平均油價對其進行調(diào)整[12]；OPEN表示東道國的貿(mào)易開放度，用“出口額/GDP”表示，貿(mào)易開放度高的國家更容易發(fā)生貿(mào)易；ENVIR表示東道國的環(huán)境質(zhì)量，用政治穩(wěn)定性和不存在暴力、規(guī)管質(zhì)量、法治和腐敗控制三項指標(biāo)的均值表示。

(三)樣本選取與數(shù)據(jù)處理

本文選取的數(shù)據(jù)年限為2005—2018年，研究對象為2018年以前框架內(nèi)的16個中東歐國家。對外直接投資存量數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，地理距離數(shù)據(jù)來自CEPII數(shù)據(jù)庫，平均油價來自EIA網(wǎng)站，其他數(shù)據(jù)均來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。為減輕異方差的負(fù)面影響，對部分?jǐn)?shù)據(jù)進行對數(shù)處理。

三、中國對中東歐OFDI與出口貿(mào)易關(guān)系的實證

(一)描述性統(tǒng)計及相關(guān)系數(shù)分析

對變量進行相關(guān)系數(shù)檢驗，如表1所示。所選取變量之間的相關(guān)系數(shù)都低于0.7，并且主要變量所得到的方差膨脹因子(VIF)均在5.5以內(nèi)，因此可以說本文模型所選變量不受多重共線性問題的影響。

表1 主要變量的相關(guān)性檢驗

(二)實證分析

對數(shù)據(jù)進行F檢驗和Hausman檢驗，根據(jù)結(jié)果本文選取固定效應(yīng)模型(FE)進行回歸，回歸結(jié)果如表2所示?？梢钥闯?，lnOFDI的系數(shù)均在1%的水平下顯著且為正，驗證了假設(shè)H1。在表2的模型(1)中，lnOFDI系數(shù)顯著達到0.234，之后逐步加入控制變量，lnOFDI系數(shù)仍然顯著為正，這意味著當(dāng)控制其他變量保持不變時，中國對中東歐出口隨著投資規(guī)模的增加而擴大。對于其他控制變量，在模型(5)下，lnPGDP的系數(shù)在1%水平下顯著且為正，說明投資對出口貿(mào)易的促進作用在經(jīng)濟水平越高的國家越明顯。lnDIS的系數(shù)并不顯著，可能的原因是由于在國際物流發(fā)展的帶動下，運輸成本降低，地理距離對國際貿(mào)易發(fā)生的限制作用也逐漸降低。OPEN的系數(shù)在1%水平下顯著為正，原因可能在于高的貿(mào)易開放度意味著相對小的貿(mào)易壁壘，從而貿(mào)易更容易發(fā)生。ENVIR的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明中東歐各國的國內(nèi)環(huán)境制度和出口貿(mào)易成正相關(guān)，我國偏好向環(huán)境穩(wěn)定的國家出口。

表2 中國對中東歐直接投資的出口貿(mào)易效應(yīng)

四、不同投資動機的OFDI與出口貿(mào)易的關(guān)系

為進一步探究OFDI對出口貿(mào)易的效應(yīng)，本文從不同投資動機角度出發(fā)進行實證分析。借鑒以往研究，在模型(5)的基礎(chǔ)上分別加入代表東道國市場規(guī)模(gdp)、自然資源稟賦(res)、勞動力成本(labor)、技術(shù)水平(tech)的指標(biāo)與lnOFDI的交叉項。東道國市場規(guī)模所代表的是市場尋求動機，用年度國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示，GDP越高意味著東道國的市場存在著越高的潛力，更容易吸引到外國投資。自然資源稟賦所代表的是資源尋求動機，用東道國的“自然資源租金/GDP”表示，比例越大則東道國自然資源越豐富。勞動力成本代表效率尋求動機，用東道國勞動力數(shù)表示，勞動力越豐富說明勞動力成本越低，越容易吸引效率型投資；技術(shù)水平代表創(chuàng)新尋求動機，用東道國的“高科技產(chǎn)品出口/GDP”表示，比例越大意味著東道國的技術(shù)水平越高。以上數(shù)據(jù)均來自世界銀行，表3為回歸結(jié)果。

表3 不同動機直接投資與出口貿(mào)易

如表3所示，引入交互項后，lnOFDI的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，更加驗證了本文的假設(shè)H1。在表3的模型(1)中，交叉項lnOFDI*gdp的系數(shù)在1%水平上顯著為正，這表示市場尋求是中國對中東歐直接投資的一個重要動機，且市場尋求OFDI 對出口呈現(xiàn)出互補效應(yīng)，與假設(shè)H2.1一致。在表3的模型(2)中，交叉項lnOFDI*res的系數(shù)不顯著，說明資源對出口的影響較小，與假設(shè)H2.2不一致，可能的原因在于中國與中東歐國家在自然資源水平上差異不大，歐洲的資源稟賦構(gòu)不成足夠的投資動機。在表3的模型(3)中，交叉項lnOFDI*labor的系數(shù)在5%的水平上顯著，即效率型投資有利于出口，與假設(shè)H2.3一致, 可能的原因是由于當(dāng)前處于后危機時期，在東道國貿(mào)易壁壘不斷提高的背景下，通過效率型投資可以更好地降低成本并促進出口。在表3的模型(4)中，交叉項lnOFDI*tech的系數(shù)不顯著，說明技術(shù)水平對出口的影響不顯著，與假設(shè)H2.4不一致，可能的原因是我國科技創(chuàng)新水平不斷提高，中東歐國家的科技水平對國內(nèi)的吸引力不足。

五、結(jié)論與建議

本文探究中國對中東歐國家直接投資與出口貿(mào)易之間的互動關(guān)系，根據(jù)實證研究得出以下結(jié)論。第一，中國對中東歐的OFDI與出口貿(mào)易是互補的。第二，我國在中東歐國家進行直接投資主要是基于市場以及效率尋求型動機，并且這兩種投資都表現(xiàn)出顯著的出口促進效應(yīng)。第三，未發(fā)現(xiàn)資源尋求型和創(chuàng)新尋求型動機下的投資存在顯著出口效應(yīng)。根據(jù)結(jié)論，提出以下建議。第一，中國對中東歐國家直接投資的規(guī)模相對來說仍較小，不能對出口貿(mào)易產(chǎn)生較大的促進效應(yīng)，因此政府應(yīng)進一步引導(dǎo)中國企業(yè)對該區(qū)域進行投資，優(yōu)化中東歐國家的投資區(qū)位結(jié)構(gòu)，推動出口規(guī)模的上升。第二，由于地理距離及歷史文化差異的限制，中國與中東歐國家存在著較高的貿(mào)易壁壘，國家應(yīng)通過“17+1”平臺加強與中東歐各國的合作對話，討論減輕壁壘的有效方法，為后續(xù)的合作提供更有力的保障。第三，應(yīng)引導(dǎo)企業(yè)在中東歐地區(qū)發(fā)展市場，發(fā)揮中國的比較優(yōu)勢，在提升投資的同時，促進中國直接投資與貿(mào)易的良性互動，為中國對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展添磚加瓦。