我國對“一帶一路”直接投資與出口技術結構升級研究

蔣夢倩

【摘 要】 我國對“一帶一路”沿線國家的直接投資總額在逐年增長，同時“一帶一路”也為我國貿易伙伴的多元化和國內區域發展的多元化提供了更多可能性。本文采用出口技術復雜度的方法進行研究，分析我國對“一帶一路”直接投資與出口技術結構之間關系。我國要充分利用“一帶一路”戰略的優勢，抓住全球化貿易發展的重要契機，努力提升出口技術復雜度，優化出口結構，促進產業轉型升級。這為我國出口貿易的開放性和對外直接投資注入持續性動力。

【關鍵詞】 “一帶一路” 對外直接投資 出口技術結構

一、前言

改革開放四十多年的成長促使我國成為世界第一出口大國，然而，依靠廉價要素優勢促進出口貿易發展的傳統貿易思路受到了嚴峻的挑戰。我國出口結構亟需進行轉型升級，未來我國出口貿易的方向要從出口規模轉向出口結構和出口質量。在全球價值鏈分工的背景下，出口技術復雜度能夠相對客觀地衡量一個國家的出口技術結構和技術水平（戴翔，2014），所以出口技術復雜度已成為度量一個國家出口結構轉型升級最為常用的衡量指標，對出口的研究逐漸轉變為對出口技術復雜度的研究。

2013年習總書記提出“一帶一路”的戰略構想以及隨后的實施，標志著我國與“一帶一路”沿線國家的投資貿易合作進入了一個新時期。據世界銀行數據顯示，2016年“一帶一路”沿線64個國家（不包括我國）的GDP總和約為12.0萬億美元，其約占全球GDP總和的16.0%;這64個“一帶一路”沿線國家的人口總數約為32.1億人，其約占全球總人口的43.4%。這表明“一帶一路”沿線國家有著巨大的市場潛力，也意味著我國的OFDI和對外貿易遇到了重大的歷史機遇。那么，我國對“一帶一路”沿線國家的OFDI能否促進該區域出口商品復雜度的提升呢？其作用機制又是怎樣呢？這些都是本文將要深入探討的問題，這對于認識我國OFDI在出口貿易結構轉型升級中扮演著何種角色具有重要的理論意義，同時這些對于指導“一帶一路”戰略下的對外直接投資政策和措施的制定也具有一定的現實意義和深遠影響。

二、我國對“一帶一路”出口商品技術結構演變情況

本文借鑒Rodrik （2006）的方法來計算商品出口復雜度從而衡量出口商品的技術結構。首先，我們計算一類商品的出口技術復雜度。它是各國收入的加權平均，權重為各國j類商品出口的顯示性比較優勢指數（revealed comparative advantages），計算公式為：

上式中，i代表國家或地區，j代表商品出口貿易類別，xij 代表i國家出口j類商品的貿易額， Xi代表i國家商品出口貿易總額，Yi代表i國家的人均GDP。一國商品出口籃子的技術水平可以通過對其出口的各類商品加權平均得到，權重為該國各類商品出口占其總出口的比重，計算公式如下：

我國采用96個國家STIC三位數分類商品出口數據，從而計算出我國對“一帶一路”的出口技術結構。其中，貿易數據來源于UNCTAD數據庫;人均GDP數據來源于世界銀行的WDI數據庫。根據以上測量方法，我們測算出我國對“一帶一路”出口商品的技術結構。2003年以來，我國的出口商品技術結構在波動中上升，尤其是2013年以后出口商品的技術結構有加速上升的趨勢，這可能意味著“一帶一路”倡議具有促進出口商品技術結構升級的效應。

三、我國對“一帶一路”直接投資與出口技術結構之間關系的實證研究

對外直接投資的動因一般分為市場尋求型、戰略資產尋求型、資源尋求型和效率尋求型。所以，不同的動因對貿易結構的影響存在差異。目前，我國對“一帶一路”沿線國家基礎設施的投資是一種市場尋求型投資。一方面，對基礎設施的投資可以直接帶動我國高鐵、水電設備等高技術產品的出口。另一方面，我國當前具有比較優勢的產品大多是勞動密集型產品，因而這可能不利于我國出口結構的升級。我國在“一帶一路”沿線國家里建設了經貿合作區，經貿園區的近千家企業（包括我國企業在內）利用東道國低成本的勞動力和礦產等資源優勢生產產品，同時把產品提供給當地市場以及出口到包括我國在內的世界各國。這些對外直接投資大部分屬于效率尋求型的投資，能促進我國出口結構的升級。目前，資源尋求型的對外直接投資也成為我國對“一帶一路”沿線國家直接投資中的一個重要方面。例如我國對中亞、中東、俄羅斯等地區或國家的石油、天然氣和礦產等資源進行了較多的投資。由于“一帶一路”沿線國家大部分是發展中國家和新興經濟國家，理論上來說戰略資產尋求型投資不應該集中在這些國家，但姚戰琪（2017）的研究揭示了中西部地區從對“一帶一路”沿線國家的OFDI中獲得的逆向技術溢出，這對我國產業結構優化升級具有積極影響。

根據以上分析，本文提出2個假說：

假說1：整體上，對“一帶一路”沿線國家的直接投資會推動我國出口商品技術結構的升級，即有利于提升我國出口技術復雜度。

假說2：由于“一帶一路”沿線國家在要素稟賦、國內經濟發展狀況、國內政治環境以及與我國經濟政治關系等方面均存在很大差異，因而我國對其直接投資的動因也存在差異。因此對外直接投資與提升我國出口技術復雜度之間的關系在不同國家間存在異質性。

（一）整體效應研究

在估計模型之前，為了保證估計結果的穩健性，防止偽回歸，有必要對數據進行平穩性檢驗。本文使用LLC、ADF、IPS、PP共 4 種方法對出口商品復雜度和對外直接投資存量進行單位根檢驗，可以看到，它們都不具有單位根，即它們是平穩的，可以直接進行回歸運算。數據來源2013-2016年《我國對外直接投資統計公報》。

本研究設立以下方程來研究對外直接投資與我國對“一帶一路”沿線國家商品出口技術結構之間的關系：

上式中，OFDIit表示我國對外直接投資存量，這是核心解釋變量，其余的是控制變量。PGDPit表示“一帶一路”各國的人均國內生產總值;GDPct表示我國人均國內生產總值;FTA表示自由貿易區。通過回歸檢驗，可以看出OFDI的回歸系數通過兩種方法都表現為正值，這表明對外直接投資能促進我國對其出口商品技術結構的提升。

（二）對不同國家效應的研究—固定效應變系數回歸

以上回歸假定是對外直接投資對所有樣本國家都具有相同影響，即對外直接投資在所有國家都具有相同的回歸系數。事實上，在以下的檢驗程序我們可以看到，通過建立變系數模型，能更好地研究本次樣本。面板數據模型可以分為三類：

變系數模型，其方程形式為：

i=1? ? ? ?N;? ?t=1? ? ?T.? ? ? （1）

變截距模型，其方程形式為：

i=1? ? ? ?N;? ?t=1? ? ?T.? ? ? ?（2）

混合回歸模型，其形式為：

i=1? ? ? ?N;? ?t=1? ? ?T.? ? ? ? （3）

判斷樣本數據究竟符合哪一種模型，可以利用協方差分析構造如下兩個F檢驗統計量：

其中，N是截面成員個數，T是截面成員樣本觀測的時期數，K是非常數項解釋變量的個數，S1 、S2 、S3分別是模型（1）、（2）、（3）的回歸殘差平方和。模型形式的檢驗過程：如果統計量F2小于5%檢驗水平下的F分布臨界值，表明利用模型（3）來擬合樣本是合適的，否則繼續進行檢驗，如果F1小于5%檢驗水平下的F分布臨界值，表明利用模型（2）來擬合樣本是合適的，否則表明利用模型（1）是合適的。本樣本中N=45，T=14，K=1，下面是檢驗的結果：F2=19.09>F（95%，88，450）=1.2942，F1=6.70>

F（95%，44，450）=1.4025，故本樣本選擇（1）模型，即變系數是合適的。經過實證分析檢驗，對外直接投資與我國對其出口商品技術結構之間的關系在不同國家間存在顯著的差異，其中有21個國家在10%水平上顯著存在促進關系;有8個國家在10%水平上存在不顯著的促進關系;6個國家具有顯著或不顯著的負向關系。

四、結論與啟示

綜上所述，對外貿易和對外直接投資已成為我國經濟發展中不可或缺的動力。隨著“一帶一路”戰略的推進，“一帶一路”沿線國家作為一個巨大的潛在市場有利于我國OFDI的發展。對外直接投資與我國對其出口商品技術結構之間的關系在不同國家間存在顯著的差異，但在一定程度上，對“一帶一路”沿線國家的直接投資會推動我國出口商品技術結構的升級。以“一帶一路”戰略為大背景，我國要時刻關注國際貿易動態，利用服務業與制造業結合的創新模式，大力發展生產性服務貿易，開拓服務外包領域，并且發展數字化服務，不斷推出創新方案。這些新方式能優化我國貿易環境，也為國際貿易注入新鮮動力。其次，我國要充分發揮對外直接投資的積極影響，出臺更多有效的貿易政策，鼓勵我國企業和資本“走出去”。此外，為提高我國出口產品的國際競爭力要合理調整出口技術結構，努力提升出口技術復雜度。因此，合理有效的貿易政策和措施不僅能應對對外投資和對外貿易中出現的問題，同時促進我國經濟的持續性發展，提升我國國際地位。

【參考文獻】

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