李夏玲，申之峰，陳利馥

（江蘇理工學(xué)院 商學(xué)院，江蘇 常州213001）

對外直接投資可以促使投資國合理利用國外資源、彌補國內(nèi)資源短缺狀況、推動國內(nèi)經(jīng)濟騰飛和學(xué)習國外先進技術(shù)。伴隨著中國經(jīng)濟飛速發(fā)展與“一帶一路”政策實施，我國對外直接投資規(guī)模不斷攀升，在2016年達到1 962億美元的峰值后近年來有所下降，2019年對外直接投資總額為1 171億美元。盡管對外直接投資總額有所下降，但中國海外投資結(jié)構(gòu)更加均衡、行業(yè)目標呈現(xiàn)多元化特征、區(qū)域上傾向于“一帶一路”沿線國家，這些都說明中國的對外直接投資趨于理性和成熟。改革開放以來我國進出口貿(mào)易快速發(fā)展，2013年成為全球貨物貿(mào)易第一大國，2019年進出口貿(mào)易規(guī)模達到31.54萬億元。對外貿(mào)易規(guī)模的不斷擴大不僅促進了中國經(jīng)濟與世界經(jīng)濟的有效融合，也為我國當前穩(wěn)增長提供了強勁動力。

有關(guān)對外直接投資對母國進出口貿(mào)易的研究方面，有三類觀點：一是認為對外直接投資與母國的進出口貿(mào)易之間存在互補性。Kojima[1]、Ribert[2]，Helpman[3]的研究結(jié)論均表明對外直接投資最終促進了母國的出口；項本武[4]、陳立敏[5]、張紀鳳[6]、王煌[7]等學(xué)者認為從長期來說對外直接投資會促進出口。二是認為對外直接投資與母國的進出口之間存在替代關(guān)系。Buckley[8]、Belderbos[9]、歐定余[10]等學(xué)者的研究表明對外直接投資替代了母國的出口。三是認為對外直接投資與母國的進出口貿(mào)易之間存在異質(zhì)性，異質(zhì)性或表現(xiàn)為區(qū)域異質(zhì)，或為行業(yè)異質(zhì)。Carr[11]認為母國對外直接投資（OFDI）與進出口之間存在異質(zhì)性，出口表現(xiàn)為互補關(guān)系，進口則為替代關(guān)系；Camarero[12]指出對外直接投資與進出口貿(mào)易關(guān)系上存在國家差異，后工業(yè)化國家為替代關(guān)系，發(fā)達國家與發(fā)展中國家為互補關(guān)系；楊平麗[13]和陳俊聰[14]認為對外直接投資對母國進出口貿(mào)易存在行業(yè)異質(zhì)性，商貿(mào)類表現(xiàn)為互補關(guān)系、制造類為替代關(guān)系，中間產(chǎn)品為互補關(guān)系。

縱觀以上文獻，其研究存在以下兩方面的不足：一是在實證研究OFDI與母國進出口貿(mào)易之間的關(guān)系時，變量均采用年度數(shù)據(jù)進行研究，年度數(shù)據(jù)容易忽視變量的短期變化，使研究結(jié)論出現(xiàn)偏差；二是對OFDI與母國進出口貿(mào)易之間的關(guān)系以線性檢驗為主，僅蔣冠宏和蔣殿春認為企業(yè)OFDI的出口效應(yīng)存在倒U型，本文認為線性分析容易忽略兩者之間非單調(diào)變化的部分。與以上研究相比，本文創(chuàng)新之處在于：一是采用月度變量數(shù)據(jù)進行實證研究，以最小頻度反應(yīng)兩者之間存在的關(guān)系；二是運用NARDL模型研究對外直接投資對中國進出口貿(mào)易的非線性動態(tài)變化，同時考慮中國對外直接投資在發(fā)達國家和發(fā)展中國家存在明顯的動因區(qū)別，從對外投資動因出發(fā)研究不同類型的OFDI受到正向、負向沖擊時母國進出口貿(mào)易所作出的反應(yīng)。

一、對外直接投資對母國對外貿(mào)易的非線性影響機制

（一）對發(fā)達經(jīng)濟體的直接投資（市場導(dǎo)向型投資）

市場導(dǎo)向型對外直接投資的目的是開拓或擴大東道國市場，其對母國進出口貿(mào)易的影響不確定。首先，如果市場導(dǎo)向型對外直接投資表現(xiàn)為企業(yè)在東道國設(shè)立服務(wù)貿(mào)易公司，投資目的要么是開拓全新的東道國市場要么是繼續(xù)擴大現(xiàn)有的市場份額?；谶@種投資目的其對母國的進出口貿(mào)易要么影響不大，要么將顯著提高母國對東道國的進出口貿(mào)易。如果市場導(dǎo)向型對外直接投資表現(xiàn)為對外投資企業(yè)為規(guī)避貿(mào)易壁壘而選擇當?shù)赝顿Y生產(chǎn)，這種投資目的會造成母國出口減少。

（二）對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資（成本抑制型投資）

充分利用東道國要素稟賦資源是成本抑制型對外直接投資的目的，其對母國進出口貿(mào)易的影響具有不確定性。成本抑制型對外直接投資通常具備以下特征：一是母國企業(yè)面臨生產(chǎn)要素成本上升和生產(chǎn)能力過剩的壓力，通過海外投資尋求東道國廉價生產(chǎn)要素，將過剩產(chǎn)業(yè)向海外轉(zhuǎn)移，使母國的生產(chǎn)要素得到重新配置；第二，成本抑制要求母國企業(yè)擁有一定的比較優(yōu)勢，如技術(shù)優(yōu)勢或管理經(jīng)驗等。通過對外直接投資轉(zhuǎn)移母國國內(nèi)的邊際產(chǎn)業(yè)，一方面東道國利用自身的比較優(yōu)勢，可以提高自身的產(chǎn)出水平和出口結(jié)構(gòu)，另一方面母國可以進口本國企業(yè)在東道國生產(chǎn)的具有一定價格優(yōu)勢的產(chǎn)品。

二、模型選用與設(shè)定

（一）模型的選用與設(shè)定

為了考察對外直接投資對中國進出口貿(mào)易的非線性動態(tài)影響，本文采用非線性自回歸分布滯后模型（NARDL）進行分析[15]。

基于本文的分析目的和眾多學(xué)者有關(guān)對外投資和進出口貿(mào)易關(guān)系的理論，本文將模型設(shè)定如下：

NARDL模型由Shin et al.(2014)首先提出，是對自回歸分布滯后模型（ARDL）的非線性拓展。式中：EXt為被解釋變量，為中國出口額（進口額）；OFDIt（關(guān)鍵解釋變量）為中國對外直接投資額；FDIt（控制變量）則為中國利用外資額。

模型中，OFDIt是k階關(guān)鍵解釋變量，其計算公式為，其中是對外直接投資的正向沖擊累積增量，而是對外直接投資的負向沖擊累積增量，的計算公式分別為：

在NARDL模型中，當給予關(guān)鍵解釋變量一單位正負沖擊時，被解釋變量的累積脈沖響應(yīng)函數(shù)分別為：

當h→∞時，m+h→β+、m-h→β-，β+和β-分別代表OFDIt與EXt之間的正向和負向非對稱長期均衡關(guān)系，其計算公式分別為：β+和β-分別表示在對外直接投資OFDI受到正負沖擊后，出口（進口）貿(mào)易EX從初始均衡向新均衡的非線性動態(tài)調(diào)整過程。

對模型的參數(shù)施加不同約束，可以描述和驗證OFDIt和EX之間的非對稱性，具體可以分成以下四種模型：

（1）長期對稱和短期對稱，約束條件為：θ+=θ-=θ且

（2）長期對稱和短期不對稱，長期對稱約束條件為：θ+=θ-=θ；

（4）長期不對稱和短期不對稱，即無約束。

（二）數(shù)據(jù)概述和描述性分析

本文的樣本區(qū)間為2005年1月至2019年12月，OFDI數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會與美國企業(yè)研究所設(shè)立的中國全球投資追蹤數(shù)據(jù)庫①；EX數(shù)據(jù)來源于IMF數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)總署，考慮到國際投資對進出口貿(mào)易的滯后影響以及綠地投資和跨國并購對進出口貿(mào)易影響的差異，本文對跨國并購采用滯后1期的進出口貿(mào)易額，對綠地投資采用滯后1年的進出口貿(mào)易額；為比較吸引外資和對外直接投資對中國進出口貿(mào)易的影響，本文引入FDI為控制變量。為消除通貨膨脹影響，所有變量均采用2000年1月為基期的CPI指數(shù)進行調(diào)整，所有數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)化處理。

從均值和標準差來看②，中國對外直接投資規(guī)模普遍低于利用外資規(guī)模，說明當前中國仍以外資流入為主；中國出口規(guī)模高于進口規(guī)模；中國對發(fā)達經(jīng)濟體的直接投資額低于對發(fā)展中經(jīng)濟體的直接投資額，但對發(fā)達經(jīng)濟體的進出口貿(mào)易規(guī)模高于對發(fā)展中經(jīng)濟體的進出口貿(mào)易規(guī)模。從峰度、偏度和J-B值來看，在95%的顯著性水平下可以接受樣本為正態(tài)分布的假設(shè)。

本文采用ADF和PPP檢驗法對所有變量進行了單位根檢驗和結(jié)構(gòu)突變檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量在1%顯著性水平下均為0階單整序列，并且不存在結(jié)構(gòu)突變，NARDL模型的運用要求是滿足的。

三、實證結(jié)果

（一）總樣本

AIC、SIC和FPSS是常用的檢驗變量間長期影響的指標，從表1中的檢驗值可以看出，中國對外直接投資與出口貿(mào)易之間可以存在長期均衡關(guān)系；從WLR和WSR的檢驗值來看，兩者總體表現(xiàn)為長期對稱、短期不對稱關(guān)系，估計系數(shù)βx1顯著且為正，意味著當中國對外直接投資發(fā)生變化時，中國的出口會相應(yīng)增加（或減少），中國對外直接投資具有垂直型對外投資的典型特征；FDI（βx2）估計系數(shù)大于OFDI（βx1）的估計系數(shù)，說明OFDI的變動導(dǎo)致出口貿(mào)易向新的均衡動態(tài)調(diào)整的幅度小于FDI。這意味著，當前，F(xiàn)DI是導(dǎo)致中國進出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)更敏感的因素。

表1 對外直接投資與中國進出口的非對稱效應(yīng)

同樣，根據(jù)模型檢驗值的顯著性，中國對外直接投資與進口貿(mào)易之間存在長期均衡關(guān)系，長期來說表現(xiàn)為長期、短期不對稱，為NARDL模型的第四種形式；估計系數(shù)βx1顯著且為正，意味著當中國對外直接投資發(fā)生變化時，中國的進口會相應(yīng)增加（或減少）；從FDI（βx2）和OFDI（βx1）的估計系數(shù)數(shù)值來看，OFDI的變動導(dǎo)致進口貿(mào)易向新的均衡動態(tài)調(diào)整幅度更大?？傮w來看，對外直接投資對中國出口和進口貿(mào)易表現(xiàn)為貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)；與FDI相比，對外直接投資的變動所導(dǎo)致的進口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)更大。

圖1 、圖2反映了當對外直接投資面臨正、負沖擊時，中國的出口與進口的非線性動態(tài)調(diào)整過程（圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)）。圖1反映了當中國對外直接投資面臨正沖擊時，中國的出口貿(mào)易在短暫滯后之后開始表現(xiàn)為貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，在第2期及之后達到均衡；但當中國對外直接投資面臨負沖擊時，中國的出口貿(mào)易在前2期出現(xiàn)小幅負向減少，第2期以后就回歸到0值；說明對外直接投資面臨負沖擊時，中國的出口減少不明顯。從圖1和圖2的比較來看，對外直接投資面臨正沖擊時，出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的動態(tài)調(diào)整過程、滯后的均衡期數(shù)、調(diào)整幅度都基本相同，對外直接投資面臨負沖擊時，出口貿(mào)易所受到的影響明顯小于進口貿(mào)易所受到的影響，說明對外直接投資增加會帶來出口貿(mào)易和進口貿(mào)易的增長，但當對外直接投資出現(xiàn)下降時，中國的出口貿(mào)易短期會有所下降，但從長期來看受到的影響不大，而進口會下降幅度很明顯。

圖1 對外直接投資與中國出口的動態(tài)效應(yīng)

圖2 對外直接投資與中國進口的動態(tài)效應(yīng)

（二）分樣本

為探究成本抑制型和市場導(dǎo)向型對外直接投資對母國進出口貿(mào)易所產(chǎn)生的不同影響，本文采用世界銀行劃分標準，將對外直接投資目的國劃分為發(fā)達經(jīng)濟體和發(fā)展中經(jīng)濟體。受數(shù)據(jù)可獲得性限制，在分樣本中，將時間頻度設(shè)為季度，樣本時間為2008年第1季度至2019年第4季度，模型和變量不變。

1.對發(fā)達經(jīng)濟體的直接投資（市場導(dǎo)向型投資）

根據(jù)AIC、SIC的大小和FPSS檢驗值的顯著性（見表2），中國市場導(dǎo)向型直接投資與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間可以拒絕不存在長期均衡關(guān)系的原假設(shè)；從WLR和WSR值的顯著性來看，兩者總體表現(xiàn)為長期、短期不對稱關(guān)系，估計系數(shù)βx1為正（其中對出口的估計系數(shù)不顯著），意味著當中國對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資發(fā)生變化時，中國的出口/進口會相應(yīng)增加（或減少），表現(xiàn)為貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，并從初始均衡向新的均衡動態(tài)調(diào)整；從出口和進口的估計系數(shù)βx1+、βx1-的數(shù)值來看，對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資增加時所產(chǎn)生的進口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)大于出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。

表2 對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資與中國出口和進口的非對稱效應(yīng)

從圖3和圖4來看，當對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資受到?jīng)_擊時，中國出口調(diào)整的滯后期數(shù)明顯更長，這說明中國對市場導(dǎo)向型國家投資時，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)不會隨著投資開始就出現(xiàn)，在投資者有效利用該市場后才會顯現(xiàn)貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)；當對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資受到正、負向沖擊時，母國進口的正負變動幅度約為±0.6，出口的正負變動幅度分別為+0.15和-0.1，說明當對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資受到正、負向沖擊時對母國進口貿(mào)易的影響幅度更大。

圖3 對發(fā)達國家直接投資與中國出口的動態(tài)效應(yīng)

圖4 對發(fā)達國家直接投資與中國進口的動態(tài)效應(yīng)

2.發(fā)展中經(jīng)濟體（成本抑制型投資）

同樣根據(jù)AIC、SIC的大小和FPSS檢驗值的顯著性（表3），中國成本抑制型直接投資與出口貿(mào)易、進口貿(mào)易之間可以拒絕不存在長期均衡關(guān)系的原假設(shè)；WLR和WSR檢驗值的顯著性說明，對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資與中國出口之間存在長期不對稱、短期對稱關(guān)系，估計系數(shù)βx1為正，意味著當中國對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資發(fā)生變化時，中國的出口會相應(yīng)增加（或減少），表現(xiàn)為貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，并從初始均衡向新的均衡動態(tài)調(diào)整。對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資與中國進口之間表現(xiàn)為長期對稱、短期不對稱關(guān)系，估計系數(shù)βx1顯著為正且大于出口估計系數(shù)，說明當中國對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資增加時，所帶來的進口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)大于出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。從出口和進口的估計系數(shù)數(shù)值來看，對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資所產(chǎn)生的出口、進口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)更大。

表3 對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資與中國出口、進口的非對稱效應(yīng)

圖5 和圖6是對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資受到?jīng)_擊時，母國出口和進口的動態(tài)調(diào)整過程。從圖中可以看出，當對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資受到正向、負向沖擊時，母國出口隨之增加和減少，在滯后1期時即達到新的均衡點。當對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資受到正向沖擊時，母國進口擴大的反應(yīng)比較遲緩，在滯后1期后才開始出現(xiàn)貿(mào)易擴大效應(yīng)，之后持續(xù)增加，直到第3期達到新的均衡點；當對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資受到負向沖擊時，在短暫滯后之后母國進口呈現(xiàn)急劇下降，然后回彈又繼續(xù)下降，在滯后3期時達到新的均衡。從圖5和圖6的比較來看，當對發(fā)展中經(jīng)濟體投資受到?jīng)_擊時，進口貿(mào)易所受到的影響比出口貿(mào)易受到的影響更大。

四、結(jié)論與建議

本文運用非線性自回歸分布滯后模型（NARDL）從總體和對外直接投資目的兩個角度分析了對外直接投資對中國進出口貿(mào)易的非線性動態(tài)影響，得到了以下結(jié)論：（1）中國對外直接投資對母國的出口和進口總體上產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，中國對外直接投資具有垂直型對外投資的典型特征，這種貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)存在時滯；與利用外資相比較，對外直接投資對進口的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)更大。（2）與成本抑制型投資相比，中國的市場導(dǎo)向型直接投資，在出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)上存在的滯后期數(shù)更長，這意味著市場導(dǎo)向型直接投資所產(chǎn)生的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)不會隨著投資進行就出現(xiàn)；與市場導(dǎo)向型對外直接投資相比，中國成本抑制型直接投資的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)更明顯，這意味著對發(fā)展中經(jīng)濟體直接投資在擴大中國進出口方面發(fā)揮的作用更大。（3）中國對外直接投資所產(chǎn)生的進口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)大于出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，這意味著走出去戰(zhàn)略有助于當前擴大進口政策的實施。

基于以上研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：（1）對我國企業(yè)海外直接投資繼續(xù)加大鼓勵和扶持力度。應(yīng)該進一步提高對相關(guān)國家的投資便利化水平，鼓勵企業(yè)擴大對相關(guān)國家尤其是發(fā)展中國家的投資規(guī)模，進而帶動進出口貿(mào)易發(fā)展；考慮到當前我國對外直接投資目的國以發(fā)展中國家為主，本文認為應(yīng)該進一步踐行“一帶一路”合作框架和合作文件，鼓勵我國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家開展對外直接投資。（2）利用對外直接投資的進口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，以對外直接投資促進我國進口的擴大。自2018年以來，積極擴大進口成為我國新的貿(mào)易策略，為此，我國可以通過中國企業(yè)在海外的直接投資，擴大我國對各國尤其是發(fā)展中國家的進口。（3）根據(jù)投資目標國類型，有效區(qū)分對外直接投資的目的。中國對發(fā)達經(jīng)濟體的直接投資所產(chǎn)生的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)存在較長的滯后效應(yīng)，說明我國對發(fā)達經(jīng)濟體直接投資具有明顯的市場導(dǎo)向和戰(zhàn)略資產(chǎn)獲取導(dǎo)向，因此應(yīng)根據(jù)投資目標國的類型，將對發(fā)達經(jīng)濟體的直接投資作為企業(yè)提升競爭力、實現(xiàn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的有效手段，將對發(fā)展中經(jīng)濟體的直接投資作為企業(yè)轉(zhuǎn)移剩余產(chǎn)能、擴大出口的有效手段。

注釋：

①該數(shù)據(jù)庫收集的是額度超過1億美元的中國對外直接投資額。

②受篇幅所限，本文未列出變量的描述性統(tǒng)計表，若有需要，讀者可以向作者索取。