封肖云 賀 培 林發(fā)勤

(中央財經大學 國際經濟與貿易學院，北京 100081)

中國OFDI出口效應的影響路徑研究
——基于貿易成本和國家收入視角的分析

封肖云 賀 培 林發(fā)勤

(中央財經大學 國際經濟與貿易學院，北京 100081)

本文利用2003～2014年中國OFDI和貿易跨國面板數據進行實證研究，發(fā)現中國OFDI出口效應呈現倒U型：隨著對外投資規(guī)模的擴大，OFDI對出口產生先促進后降低的作用?；谫Q易成本和國家收入視角，本文深入考察了OFDI影響出口的作用機制，研究表明：中國商貿服務型投資能夠有效降低跨境交流成本，對出口產生促進作用；在低關稅國家，隨著投資規(guī)模的擴大，出口效應由較大促進作用轉為較大降低作用；從目的國收入水平來看，OFDI達到一定規(guī)模后，對高收入國家出口的降低作用更加顯著。為規(guī)避發(fā)達國家貿易壁壘和充分利用發(fā)展中國家低要素成本優(yōu)勢，中國企業(yè)正以發(fā)展中國家為生產和出口平臺，實現對發(fā)達國家的間接出口，這是中國OFDI對發(fā)達國家直接出口效應呈下降態(tài)勢的一個重要原因。

OFDI；出口；跨境交流成本；出口平臺；貿易成本；商貿服務型投資

一、引言

在國家“走出去”戰(zhàn)略引導下，中國對外直接投資(OFDI)迅猛發(fā)展。據商務部統(tǒng)計，2015年OFDI流量首次超過吸收外資規(guī)模，真正實現資本凈輸出，OFDI流量與存量已分別躍居全球第二位和第八位。與此同時，中國出口下行壓力依然較大，穩(wěn)定與促進對外貿易依然是金融危機后的重要挑戰(zhàn)。那么，中國OFDI能否對本國出口產生促進作用？其又通過何種路徑對出口產生影響？雖然部分文獻已對中國OFDI的出口效應進行了研究，但得到的結論不同甚至相悖。而關于中國OFDI影響出口的作用機制，少有文獻進行實證研究。另外，中國OFDI在新階段亦呈現出新的特征，如旨在開拓海外市場的商貿服務型投資，已成為目前中國企業(yè)最主要的OFDI方式①，那么該類投資是否真正促進了出口？再如，出于規(guī)避發(fā)達國家貿易壁壘和利用發(fā)展中國家低要素成本的目的，越來越多的企業(yè)選擇在東南亞、非洲等地區(qū)投資生產，再將產品出口至發(fā)達國家[1][2]。根據出口平臺理論，這種以發(fā)展中國家為出口平臺的投資方式，會通過出口的“第三方效應”，間接促進境外投資企業(yè)對發(fā)達國家的出口，也可促進母國對發(fā)展中國家中間產品的出口，但可能會對母國對發(fā)達國家的直接出口產生替代。因此，深入探究中國OFDI出口效應的研究結論存在差異的原因，更清晰地思考OFDI出口效應的深層含義和內在機制，對對外直接投資政策的制定以及對外貿易的持續(xù)發(fā)展，具有重要的現實意義。

近年來，關于中國OFDI出口效應的研究，大部分文獻得出OFDI對出口產生促進作用的結論[2][3][4][5]，但也有學者認為中國OFDI對出口的促進作用不顯著[6][7]?，F有文獻均假設對外直接投資與出口之間為線性關系，而本文認為相關結論存在差異的原因之一可能是忽視了兩者存在非線性關系的可能性。另外，中國OFDI通過何種途徑影響出口？這是本文研究的核心問題。在新貿易理論和異質性企業(yè)貿易理論中，貿易成本②是影響一國出口的重要因素。企業(yè)進行對外直接投資的動機之一是減少或規(guī)避貿易成本，從而會對一國出口產生影響。經典實證文獻重點檢驗了運輸成本、目的國關稅等貿易成本在一國OFDI對出口影響中所起的作用，Tian 和Yu則將跨境交流成本③與其他貿易成本加以區(qū)分[10]，解釋了商貿服務型投資是目前中國企業(yè)最主要的OFDI類型的原因。另外，除貿易成本外，目的國收入水平也是影響OFDI出口效應的重要因素[11][12]。

參考以上文獻研究，本文基于貿易成本(重點選取跨境交流成本、目的國關稅成本)和國家收入視角，對中國OFDI出口效應的影響路徑進行實證檢驗。本文在以下兩方面豐富和深化了已有研究：一是進一步探究中國OFDI出口效應研究結論存在差異的原因，得出中國OFDI對出口的影響呈現先升后降的倒U形態(tài)；二是從貿易成本和國家收入視角，深入考察了中國OFDI影響出口的作用機制。相較于現有文獻從投資類型或市場分割視角的機制探究[13][14]，本文從貿易成本和國家收入方面的實證考察，是對相關研究的一種創(chuàng)新和嘗試，也是本文研究的主要貢獻。文章接下來的結構安排如下：第二部分綜述相關文獻，第三部分闡釋實證模型并對數據進行說明，第四部分為基準回歸和穩(wěn)健性檢驗，第五部分對中國OFDI影響出口的路徑進行分析，最后為全文總結與建議。

二、文獻綜述

(一)對外直接投資與母國出口

對外直接投資替代還是促進了母國出口，一直是國際貿易研究領域的熱點話題。綜合相關理論和實證研究，貿易成本和國外生產成本是影響一國OFDI與出口關系的關鍵因素。Mundell認為，在允許生產要素在國家間流動的條件下，引起國家間投資的原因是為了繞過關稅壁壘等貿易成本，投資和貿易之間是替代關系[15]。之后的文獻主要依循OFDI的投資類型展開：水平型OFDI主要考慮出口貿易成本和國外投資成本，在臨近—集中原則下，企業(yè)在出口和OFDI之間權衡決策[9][16][17]；垂直型OFDI則是由于兩國間生產要素價格存在差異，致使企業(yè)在不同國家布局生產[18]。因此水平型OFDI替代母國出口，而垂直型OFDI促進母國出口。在相關實證研究中，Brainard檢驗了貿易可變成本與OFDI固定成本對美國出口與境外機構銷售之比的影響，發(fā)現在對外投資固定成本較低或者運費、目的國關稅較高的行業(yè)，出口與境外機構銷售之比較低[8]。Helpman等在考慮企業(yè)異質性的基礎上，同樣估計了美國出口成本、對外投資固定成本對出口與境外機構銷售比的影響，得到了與Brainard一致的結論[9]。

以上理論和實證研究主要將運輸費用和目的國關稅作為貿易成本的主要衡量指標，Oldenski則將復雜信息交流成本引入傳統(tǒng)的臨近—集中模型，發(fā)現國內企業(yè)和國外客戶之間的交流成本對企業(yè)在出口和OFDI之間的抉擇起著重要作用[19]。以Oldenski的研究為基礎，Tian 和Yu將國內企業(yè)和國外客戶之間的交流成本定義為跨境交流成本，他們認為企業(yè)進行商貿服務型投資能夠有效降低跨境交流成本，因此生產率較高的企業(yè)選擇商貿服務型OFDI，只有生產率最高的企業(yè)選擇當地生產型OFDI[10]。以上文獻對貿易成本的衡量方式為本文的影響路徑研究提供了思路④。

另外，目的國收入水平亦是影響OFDI出口效應的一個重要因素，因為其決定目的國的市場規(guī)模。Buckley和Casson認為出口適合較小市場需求的目的國，而當目的國具有較大市場需求時，企業(yè)更傾向于選擇OFDI[20]。Yeaple對該因素進行了實證檢驗，發(fā)現在市場規(guī)模越大的目的國，出口與境外分支機構銷售之比越低，這與Buckley和Casson的理論預期一致[11]。Yeaple針對美國跨國公司境外投資的研究也得出：人均收入水平越高的國家對美國跨國公司投資的吸引力越大，因為他們提供了更大的市場[12]。

關于中國OFDI如何影響出口的文獻研究，得出的結論也不盡相同。早期文獻主要基于宏觀數據對中國OFDI出口效應進行論證[3][4][5]。近期基于企業(yè)微觀數據的文獻均運用匹配和雙重差分法(DID)研究了企業(yè)對外直接投資對出口的影響[2][21]。以上文獻均發(fā)現中國OFDI對出口存在顯著促進作用。與以上研究結論不同的是，陳俊聰和黃繁華利用省級面板數據并運用系統(tǒng)GMM處理內生性后，認為中國OFDI對出口不存在規(guī)模擴張效應[6]。林志帆在重點解決遺漏變量問題后，也認為OFDI對出口的促進作用不顯著[7]。雖然上述文獻就中國OFDI對出口產生何種影響已進行大量論證，但關于OFDI影響出口的作用機制，則鮮有文獻進行實證考察。喬晶和胡兵從投資類型視角實證分析了中國OFDI影響出口的作用機制并得出結論：商貿服務型OFDI顯著促進了企業(yè)出口，當地生產銷售型OFDI對企業(yè)出口的影響不顯著[13]。聶愛云和陸長平論證了國內市場分割對中國OFDI出口效應的影響[14]。本文將重點從貿易成本和收入水平視角對中國OFDI影響出口的機制進行實證考察，進一步豐富和深化該主題研究。

(二)出口平臺理論中的第三國效應

Grossman等和Ekholm等對出口平臺理論進行了系統(tǒng)闡釋，他們均在考慮OFDI固定成本、貿易成本以及發(fā)達國家與發(fā)展中國家要素價格差異的基礎上，對第三國出口平臺理論進行了闡釋：發(fā)達國家高生產率的企業(yè)會在發(fā)展中國家建立分支機構進行生產，并以發(fā)展中國家為出口平臺，將分支機構生產的產品出口至其他發(fā)達國家[22][23]。

蔣冠宏和蔣殿春認為中國當地生產型OFDI也存在出口的“第三方效應”。隨著中國生產成本尤其是勞動力價格的上漲，企業(yè)開始選擇在生產成本較低的國家投資生產，然后將產品出口至第三國，如我國企業(yè)在東南亞、非洲的一些生產型投資。另外中國面臨的目的國關稅和非關稅壁壘限制了直接出口，企業(yè)轉而選擇在目的國附近的國家投資生產，通過該中間國家間接出口至真正目的國，如中國企業(yè)在墨西哥、中美洲和東歐國家的直接投資，在當地生產后將產品直接出口至美國和歐洲市場。這種“第三方效應”會通過中間國家的出口影響中國OFDI的出口效應，但文獻未對其進行實證檢驗[2]。Rotunno等則對中國紡織品以非洲國家為出口平臺實現對美國的間接出口這一事實進行了充分論證。為避開2001～2005年美國《多邊纖維協議》對中國紡織服裝產品實施的配額限制，并充分利用同時期美國提供給非洲國家紡織服裝產品的零關稅、零配額優(yōu)惠政策，中國企業(yè)形成了一個對非洲紡織行業(yè)的投資浪潮：出口紡織行業(yè)中間產品到非洲，在當地簡單加工后再轉口至美國[1]。這種間接出口的方式勢必會影響中國對美國的直接出口。基于上述文獻，本文嘗試在目前可得數據的基礎上，對中國OFDI可能存在的“第三方效應”進行實證分析。

三、模型設定及數據描述

(一)模型設定與變量說明

貿易引力模型在引入可能影響雙邊貿易的人均收入、是否接壤、是否擁有共同語言、是否具有殖民關系、貿易壁壘水平等因素后，能夠解釋跨國間80%以上的貿易流量[24]。本文將借助引力模型，同時在研究主變量OFDI與出口一元線性關系的基礎上引入OFDI的二次項，以檢驗中國OFDI對出口是否存在非線性效應。實證模型具體設定如下：

lnEXPTci,t=γ0+γ1lnOFDIci,t+γ2lnOFDI2ci,t+γ3lnGDPc,t+ γ4lnGDPi,t+γ5lndisci+∑k=6γkX+μt+δi+εci,t

上述模型中，核心解釋變量為中國c到i國的對外直接投資，包含OFDI取對數后的一次項lnOFDIci,t和平方項lnOFDI2ci,t。引力模型的基礎變量包括兩國收入lnGDPc,t、lnGDPi,t以及兩國地理距離lndisci?？刂谱兞縓考慮了影響貿易的各種雙邊及單邊因素，包括i國是否與中國擁有共同語言comlanci、是否與中國接壤contigci、是否與中國隸屬過同一殖民地comcolci、是否與中國為殖民地和被殖民地關系colci、兩國人口總數lnpopc,t和lnpopi,t、i國是否為WTO成員國WTOi,t、是否與中國簽訂自由貿易協定FTAci,t。固定效應主要有年度固定效應μt和目的國個體固定效應δi，分別控制各國共同經歷的全球波動和i國不隨時間變動的國別特征；εci,t表示誤差項。

(二)數據來源及描述

本文所用出口數據來源于聯合國UNcomtrade雙邊貿易數據。OFDI歷年數據來自商務部《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，包括中國向各國的對外直接投資存量和流量。兩國GDP和總人口數來源于世界銀行WDI數據庫，雙邊距離(兩個最多人口城市之間的地理距離)、是否與中國擁有共同官方語言、是否與中國接壤、與中國殖民關系等數據來自CEPII數據庫。i國是否為WTO成員、是否與中國簽訂自由貿易協定分別根據WTO官網和中國商務部官網資料整理得到。本文跨國面板數據的時間跨度為2003～2014年，恰能反映中國企業(yè)大規(guī)模走出去的基本情況，涵蓋中國對178個國家(地區(qū))的OFDI與出口數據。各主要變量的描述統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗及結果分析

這部分重點論證中國OFDI對出口產生何種影響。為了更好地關注對外直接投資在海外形成的總體生產經營能力，本文首先選取OFDI存量參與基準回歸，將OFDI流量作為模型的穩(wěn)健性檢驗。另外，考慮到在即使個體特征δi與解釋變量相關的情況下，固定效應模型也能通過“組內減均值”的離差轉換方法得到組內一致估計量，因此本文在表2第(1)～(4)列使用固定效應模型進行估計。但是在使用固定效應模型時，由于兩國距離、是否與中國擁有共同語言、是否與中國接壤、與中國殖民關系等變量均為不隨時間變化的個體特征，會在離差轉換過程中被消掉，因而無法估計。

(一)基本回歸結果

表2第(1)列在加入引力模型基本變量及其他控制變量，并控制年度、個體固定效應后，發(fā)現OFDI的系數為正，但不顯著。林志帆在同樣控制雙向固定效應、重點解決遺漏變量偏誤后，得到的結論與之相似[7]。這說明在有效剔除相關文獻因遺漏變量造成的內生性偏誤后，中國OFDI對出口的促進作用沒有呈現顯著的一階線性關系。為進一步檢驗中國OFDI對出口可能存在的非線性效應，表2第(2)列加入OFDI二次項。結果顯示，在加入控制變量、采用雙向固定效應后，lnOFDI與lnOFDI2的系數均顯著，證實了OFDI與出口之間存在非線性關系的事實。考慮到使用OFDI當期值，存在OFDI與出口因同時受到外生沖擊而使兩者呈現正相關的可能性，在第(3)列采用OFDI滯后1期，一定程度上克服了OFDI與出口之間的反向因果問題。估計結果顯示，OFDI對出口的非線性作用依然穩(wěn)健。第(4)列則采用OFDI流量滯后1期數據進行檢驗，非線性關系依然成立。

表2 基本估計結果

注：括號內為t值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；標準誤根據個體層面的聚類穩(wěn)健估計法得到。中國總人口變量lnpopc因在樣本期內基本無變化，回歸時被自動刪除。系統(tǒng)GMM估計中l(wèi)nEXPT滯后1期的系數估計值為0.752，在1%的水平上顯著；AR(1)和AR(2)的P值分別為0.006和0.411；Hanson檢驗的P值為0.161。

上述回歸結果中，OFDI一、二次項估計系數符號分別為正和負，說明中國OFDI對出口的影響呈現倒U型曲線特征。從OFDI存量滯后1期與流量滯后1期的回歸結果來看，拐點值分別為6.27和7(6.27=0.089/(2×0.007)，7=0.070/(2×0.005))，分別處于數據分布0～17.45和0～15.65之間(見表1)，更準確地說明了中國OFDI對出口的影響呈現倒U型：當投資規(guī)模較小時，OFDI對出口產生促進作用，但隨著投資規(guī)模的擴大，其對出口又轉為負向影響，即導致出口下降。

(二)2SLS估計和系統(tǒng)GMM估計

為了更好地解決OFDI的內生性問題，本文使用2SLS方法和系統(tǒng)GMM方法對OFDI的出口效應進行進一步估計?；诠ぞ咦兞康?SLS方法，即尋找與內生變量OFDI高度相關、但獨立或弱相關于出口變量的工具變量進行2SLS估計。為此，本文使用OFDI存量的滯后1期和滯后2期作為OFDI當期的工具變量。表2第(5)列估計結果顯示，不可識別檢驗的P統(tǒng)計值為0.000，顯著拒絕識別不足的原假設；弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計值為37.12，大于Staiger和Stock提出的臨界值10[25]，拒絕弱工具變量的原假設?；谝陨蠙z驗，依然發(fā)現OFDI對出口的影響呈現倒U型特征。

上述所有分析均未涉及出口的動態(tài)行為，而一個國家的出口非?？赡芘c上一期活動緊密相關?？紤]到出口的這一持續(xù)性特征，本文在靜態(tài)模型的基礎上引入出口的1期滯后項建立動態(tài)面板模型。該處理方法的另一好處是能夠涵蓋未考慮到的其他影響因素，以減輕遺漏變量偏差。本文選擇出口和OFDI兩階滯后項作為工具變量進行系統(tǒng)GMM估計，結果如表2第(6)列所示，出口變量lnEXPT滯后1期的系數估計值為0.752，且在1%的水平上顯著，說明一個國家的出口受前期市場積累的影響；并且OFDI對出口的影響依然呈現顯著倒U型。采用系統(tǒng) GMM 方法的前提是原始模型中的擾動項不存在序列相關，即擾動項的差分不存在二階或更高階的自相關，但允許存在一階自相關。AR(1)和AR(2)的P值分別為0.006和0.411，說明擾動項差分存在一階自相關但不存在二階自相關，故接受“擾動項無自相關”的原假設，可以使用系統(tǒng)GMM方法。在過度識別檢驗中，Hanson檢驗的P值為0.161，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設。

五、影響路徑分析

關于一國對外直接投資與出口關系的機制分析，經典文獻強調了貿易成本和目的國收入水平的重要性。本文在參考此類文獻的基礎上，具體考察了跨境交流成本、目的國關稅成本(兩者是對貿易成本的衡量)和目的國收入水平在中國OFDI出口效應中的作用路徑?？紤]到核心解釋變量包含平方項，本文采用將以上因素的衡量指標分組，比較各組之間OFDI出口效應差異的方法，進行對外直接投資與出口關系的影響路徑分析。

(一)跨境交流成本

根據商務部統(tǒng)計，商貿服務型投資是目前中國企業(yè)最主要的OFDI類型，其主要以開拓海外市場、促銷和服務于目的國客戶為目的。喬晶和胡兵認為商貿服務型OFDI在促進我國出口方面起到了至關重要的作用[13]，Tian和Yu則強調了該類投資在減少跨境交流成本中的重要性：在跨境交流成本越高的國家，商貿服務型OFDI對該成本的降低作用越大[10]。由此，是否可以推斷在跨境交流成本越高的國家，商貿服務型OFDI對跨境交流成本的降低作用越大，繼而對出口的促進效應越顯著？Tian 和Yu選取了世界銀行“Doing Business”數據中的“進口所需天數”作為跨境交流成本的代理變量[10]?？紤]到“進口所需天數”中可能包含進口國工作效率因素，這些由一國文化或風俗習慣決定的因素是難以通過商務服務等方式改變的，因此本文選取“Doing Business”中另一指標“進口所需文件數”作為跨境交流成本的代理變量。依據該指標平均值將全樣本分為兩組：低于平均值組和高于平均值組，以對比考察跨境交流成本在兩組間的作用差異。另外，局限于目前中國商貿服務型投資金額這一數據的不可獲得性，中國OFDI的總體數據是目前可用的次優(yōu)選擇。

表3第(1)列和第(2)列估計結果顯示，在兩組中中國OFDI對出口的影響依然呈現倒U型。但從拐點值來看，在跨境交流成本高于平均值組，倒U型曲線的拐點值更大。由圖1-1中兩組拋物線的比較也可知，在高于平均值組中OFDI對出口的促進效用區(qū)間更長。但隨著OFDI規(guī)模的擴大，在高于平均值組，OFDI對出口的降低作用則變得更小。這是因為，對于跨境交流成本較高的目的國，商貿服務類投資企業(yè)能夠有效降低進出口雙方間的溝通成本[10]，從而對出口具有更大的促進作用，這使得中國OFDI對出口的降低作用相對減緩。因此，從OFDI對出口分別呈現促進和降低不同作用的兩個區(qū)段均可以斷定，中國商貿服務型OFDI確實促進了出口。

表3 跨境交流成本、目的國關稅成本和目的國收入水平的影響路徑分析

注：所有回歸均使用固定效應模型且均包含控制變量，控制變量的選取與表2相同。

(二)目的國關稅成本

考慮到一國貿易政策的多維度特征，本文選取世界銀行“所有產品加權平均適用稅率”這一綜合指標，作為衡量目的國關稅成本的代理變量。根據表3第(3)列和第(4)列實證結果⑤和圖1-2兩組拋物線的對比可看出，當OFDI規(guī)模較小時，在低關稅國家的OFDI對出口的促進作用較大；但隨著投資規(guī)模的擴大，OFDI在低關稅國家對出口又表現出更大的降低作用?；谏衔牡玫降闹袊藤Q服務型投資促進出口的結論，并結合近幾年中國國內要素成本不斷攀升和對外直接投資呈現的新特點，以上兩種情況的形成原因分析如下：在企業(yè)進行商貿服務型投資初期，雖然投資規(guī)模較小，但在進口關稅較低的目的國，跨境交流成本的下降對出口的邊際促進作用將更加顯著⑥。隨著企業(yè)OFDI規(guī)模的擴大，對低進口關稅國家的投資又表現出更大的降低出口的作用。原因可能來自兩方面：其一，進口國的低關稅推動中國企業(yè)更大程度地擴大出口，因而產生越來越多的商貿服務型投資，但由于目的國市場規(guī)模的有限性使得商貿型投資對出口的邊際促進作用越來越小；其二，基于前期商貿服務型OFDI對目的國市場的了解和當地市場的拓展，企業(yè)會更有能力跨越投資門檻，直接選擇在目的國當地生產，這種以市場尋求為目的的水平型投資，勢必會對中國對該國的出口產生替代。

圖1 影響路徑分析中的組別比較

(三)目的國收入水平

目的國收入水平亦是影響OFDI出口效應的一個重要因素，其決定目的國市場規(guī)模[11][12]。本文按照世界銀行2008年人均收入水平劃分標準，將樣本國家分為高、中等(包含中高和中低)和低收入國家，考察中國OFDI對不同收入水平的目的國出口影響的差異。在低收入國家，中國OFDI對出口的影響不顯著，故本文未將其列出。在表3第(5)～(6)列和圖1-3所示的倒U型關系中，在中等收入國家，中國OFDI對出口產生促進效應的區(qū)間更長；隨著投資規(guī)模的擴大，OFDI對出口的降低作用相對緩慢。在高收入國家，則恰恰相反：在促進效應區(qū)間，OFDI對出口的正向作用雖然稍大于中等收入國家，但促進效應區(qū)間很短；隨著投資規(guī)模的擴大，投資對出口表現為更大的降低作用。下文將依據相關理論以及中國OFDI呈現的新特征，對上述實證結果進行解釋。

1.高收入國家。中國企業(yè)生產率依然不高，這一現狀決定了OFDI只能以商貿服務型投資為主，只有少量擁有最高生產率的企業(yè)能夠以當地生產方式進行境外投資[10]。高收入國家的市場競爭更加激烈，對投資企業(yè)的生產率要求更高[9]，因此中國對高收入國家的OFDI應該更多地體現為商貿服務型投資。根據商務部《中國境外投資企業(yè)(機構)名錄》(簡稱《企業(yè)名錄》)，我們按照企業(yè)投資類型進行整理，得到中國企業(yè)商貿服務型和當地生產型投資數量變化趨勢⑦，如圖2所示。在高收入國家的商貿服務型投資確實遠高于當地生產型投資。另外，由于高收入國家對企業(yè)生產率門檻有更高要求，中國企業(yè)對發(fā)達國家的生產型投資會較少采用市場尋求型OFDI[2]。通過對《企業(yè)名錄》的整理，發(fā)現中國企業(yè)對高收入國家的當地生產型OFDI多與當地研發(fā)型OFDI相結合，技術尋求是該類型投資的主要動機，因此在高收入國家的當地生產型投資對出口不會產生較大的替代作用。

上文關于跨境交流成本的分析已得出：商貿服務型投資通過有效降低跨境交流成本，對中國出口有顯著促進作用。加之中國企業(yè)在高收入國家的當地生產型投資的主要動機是技術尋求而非市場尋求，對出口產生的替代作用不大。綜合以上兩點分析，我們預期進入高收入國家的中國OFDI對出口應該具有較大的促進作用。圖1-3顯示在高收入國家倒U型曲線的促進效應區(qū)段，OFDI對出口確實表現出較大的促進作用。然而隨著投資規(guī)模的擴大，中國在高收入國家的OFDI對出口卻轉為更大的降低作用，實證結果與預期結論不相吻合。

一個不容忽視的事實是，近年來發(fā)達國家頻頻使用各種關稅和非關稅壁壘限制中國出口，貿易保護政策帶來的貿易成本增加遠高于商貿服務型投資對跨境交流成本的下降幅度，因此使得商貿服務型投資對直接出口的促進作用難以顯現。為規(guī)避發(fā)達國家貿易保護帶來的貿易成本增加，很多中國企業(yè)選擇間接貿易的方式，利用與目的國市場較近的中間國家間接出口到目的國。同時出于降低生產成本的考慮，越來越多的中國企業(yè)甚至直接選擇在非洲、東南亞或南美國家投資生產，然后將產品出口至歐美等地。已得到充分論證的典型案例是中國企業(yè)通過在非洲國家紡織服裝行業(yè)的投資實現對美國的間接出口[1]。另外，以遭受貿易保護最為突出的勞動密集型產品為例，在對《企業(yè)名錄》企業(yè)投資類型的整理匯總中發(fā)現，雖然中國勞動密集型產品頻遭各種貿易保護壁壘，在樣本期內中國在高收入國家以銷售該類產品為主的商貿服務型投資卻在持續(xù)增加，與之對應，中國在中收入國家勞動密集型行業(yè)的生產型投資也呈不斷擴大態(tài)勢。這些商貿服務型境外機構的作用之一是實現企業(yè)通過中間國家到發(fā)達國家的間接出口，從而大大替代了中國對發(fā)達國家的直接出口。因此，中國OFDI在高收入國家對出口表現為更大的降低作用，以中間國家為出口平臺形成對發(fā)達國家直接出口的替代，應是其中一個重要原因。

圖2 按投資類型和目的國收入水平劃分的OFDI企業(yè)數

2.中等收入國家。由于在中等收入國家(包括新興經濟體及其他發(fā)展中國家)，企業(yè)進入的生產率門檻相對不高，加之具有勞動等要素成本較低的優(yōu)勢，中國對這些國家的投資主要有市場尋求型和效率尋求型兩類，目的是企業(yè)利用既有優(yōu)勢開拓市場和優(yōu)化資源配置[4][26]。另外根據對高收入國家的分析，規(guī)避發(fā)達國家對中國產品的關稅和非關稅壁壘，是企業(yè)選擇在這些國家投資生產的另一原因。如歐盟、美國對中國大量勞動密集型產品實行貿易保護的同時，分別與非洲簽署了《科托努協定》和《增長與機會法案》，根據上述協定，原產于非洲的產品出口到歐盟和美國可以不受任何配額和關稅的限制，《增長與機會法案》甚至對非洲出口到美國的部分產品放松了原產地規(guī)則的限制。中國企業(yè)正是利用這一契機，并在“走出去”政策支持下，紛紛在非洲國家投資設廠，實現對發(fā)達國家的間接出口。圖2所示的在中等收入國家當地生產型投資與商貿型投資幾乎并重這一事實，也有力證明了上述結論。這種以利用當地優(yōu)勢資源為主要目的的生產型投資，所需總部服務、機械設備、中間產品甚至原材料仍需從中國進口，這勢必會對中國向中等收入國家的出口產生促進作用。

中國最大的女鞋制造商之一華堅集團即是上述投資情形的典型代表。該集團在埃塞俄比亞設立企業(yè)進行鞋類制品加工制造，產品主要銷往歐美市場，并享受零關稅。埃塞俄比亞平均工資僅僅是中國的1/10，并具有傳統(tǒng)的皮革生產優(yōu)勢。除了利用當地的勞動力和皮革材料，產品的設計開發(fā)、制鞋設備以及培訓服務均需從中國進口，這種兩頭在外的勞動密集型投資勢必會帶動中國對埃塞俄比亞中間產品的出口，并間接促進中國企業(yè)對發(fā)達國家的出口。

需要說明的是，雖然Yeaple在重點考察美國海外投資與本國出口關系時指出，在收入水平較高的目的國，美國OFDI與出口呈現替代關系[11][12]。但中國在高收入國家兩者呈現替代關系的原因有別于美國：美國OFDI主要以市場尋求為導向，而中國OFDI主要以發(fā)展中國家為出口平臺，形成對高收入國家直接出口的替代。這是作為后發(fā)型國家，中國對外直接投資動因不同于發(fā)達經濟體的特征之一。

六、結論與建議

基于2003～2014年跨國面板數據，本文重點研究了中國OFDI如何影響出口以及相關影響路徑。在較好地處理了因遺漏變量和雙向因果造成的內生性之后，本文發(fā)現中國OFDI對出口的影響呈現倒U型，也回答了以往研究結論存在差異的原因。在進一步對中國OFDI出口效應影響路徑的分析中，本文實證得出：其一，商貿服務型OFDI能夠有效降低跨境交流成本，從而促進我國出口。這一結論從跨境交流成本視角解釋了主要以開拓海外市場、促銷和服務于目的國客戶為目的的商貿服務型投資，對我國出口產生促進作用的主要原因。其二，與高關稅國家相比，中國對低關稅國家的投資，在倒U型的上升和下降區(qū)段對出口分別表現出更大促進和更大降低作用。其三，相較于中等收入國家，OFDI達到一定規(guī)模后，中國對高收入國家的OFDI對出口產生的降低作用更加顯著。結合中國OFDI呈現的新特征，本文認為我國以發(fā)展中國家為生產和出口平臺的境外投資，確實對向發(fā)達國家的直接出口產生了替代，但通過中間國家間接促進了我國境外投資企業(yè)的出口。

根據上述研究結論，本文提出如下建議：其一，商貿服務型OFDI有效促進出口這一結論，為中國企業(yè)提供了可資借鑒的經驗依據。商貿服務型投資不需要大量固定資本投資和雇傭外籍員工，因此在中國出口形勢依然嚴峻、企業(yè)生產率水平依然不高的現實情況下，企業(yè)通過在境外設立商貿服務機構以促進產品出口，確是一條可行之路。其二，隨著國內生產要素成本的上升，勞動密集型產品的出口優(yōu)勢逐漸減弱。在此背景下，中國企業(yè)以發(fā)展中國家為生產和出口平臺，實施兩頭在外的勞動密集型投資與出口策略，既可充分利用發(fā)展中國家較低的生產成本和貿易成本，又能避開高收入國家對我國出口產品的各種限制壁壘，實現對其間接出口。另外，此舉還可擴大我國中間產品出口，有助于國內傳統(tǒng)產業(yè)過剩產能的轉移。

注釋：

①據商務部統(tǒng)計，中國OFDI按投資動機主要分為商貿服務、當地生產、技術研發(fā)和資源開發(fā)4種類型，其中商貿服務型是中國最主要的投資方式。

②貿易成本包括產品從生產至流通到最終消費者這一時期內除生產成本之外的所有成本[24]。具體可分解為：距離成本、貿易邊界成本(包括關稅和非關稅壁壘)、語言交流成本、交易成本(包括合同執(zhí)行成本、違約索賠成本等)、信息成本、法律法規(guī)及文化成本等。

③跨境交流成本指商貿服務型OFDI企業(yè)為促進出口，在目的國售前促銷、售后服務以及進口環(huán)節(jié)中產生的交流成本[10]。

④中國OFDI企業(yè)在國外生產投資方面的數據無法獲得，因此本文在考察中國OFDI影響出口的作用機制中，沒有選取國外投資成本這一因素。

⑤在目的國加權關稅高于平均值組，刪除了OFDI投資額很小關稅卻很高的極值。

⑥蔣冠宏和蔣殿春已驗證，中國其他兩類投資——技術研發(fā)和資源開發(fā)型OFDI，對出口沒有產生顯著促進作用[2]。

⑦從樣本起始年份2003年開始，截止到要統(tǒng)計的年份，將每年對外投資企業(yè)發(fā)生數加總，得到圖中歷年投資企業(yè)存量數?？蓪⑵浣评斫鉃闅v年存活的對外投資企業(yè)數。其他兩類投資(技術研發(fā)和資源開發(fā)型)因投資發(fā)生數總體較少，故圖2中未將其體現。

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(責任編輯：易會文)

2016-12-06

中央財經大學“青年英才”培育支持計劃(QYP1610)；中央財經大學青年科研創(chuàng)新團隊研究項目“新型國際貿易壁壘的影響：貿易抑制效應與應對策略研究”；中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項資金

封肖云(1981— )，女，山東諸城人，中央財經大學國際經濟與貿易學院博士生； 賀 培(1954— )，女，北京人，中央財經大學國際經濟與貿易學院教授，博士生導師； 林發(fā)勤(1982— )，男，江蘇南通人，中央財經大學國際經濟與貿易學院副教授。

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