“一帶一路”沿線國家貿易便利化對中國雙向FDI協調發展的影響分析

方建國,林泓杰

(福州大學 經濟與管理學院,福建 福州 350108)

改革開放40多年來,憑借著國內人口紅利、豐富的生產要素和依托龐大的消費市場,中國經濟持續增長,越來越多的國家和地區對中國進行投資。近年來,隨著中國“引進來”與“走出去”的深入發展,中國也從資本輸入國轉向資本輸出國。據商務部發布的《2022年度中國對外直接投資統計公報》的數據顯示,2022年中國對外直接投資流量高達1 631.2億美元,連續11年位列全球前3,占全球的10.9%;中國對外直接投資存量2.75萬億美元,連續6年排名全球前3;2022年中國企業對共建 “一帶一路”沿線國家實施并購項目118起,并購金額55.2億美元。積極參與國際貿易,高質量對外開放是中國經濟飛速增長的重要原因,而在面對當前逆全球化、貿易保護主義等錯綜復雜的世界經濟環境,中國提出“構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局”。這種以國內循環為主體、國內國際雙循環的新發展格局要求中國充分利用與統籌國內與國際市場,做到合理與高效分配市場資源,實現國內國際市場的良性互動與雙向循環。其中雙向投資作為中國實行“雙循環”發展格局的基本手段也必然成為打造高水平開放經濟體的重要方向。

貿易便利化作為國際貿易中較為重要的考察因素之一,在近年來受到學者的大量關注。自2014年世界貿易組織(WTO)提出貿易便利化協定后,中國在2015年達成貿易協定。貿易便利化通過大幅縮減貿易冰山成本、削弱貿易壁壘,能夠在更大程度上促進國際貿易發展。隨著中國雙向FDI的持續增加,東道國貿易便利化水平也必然成為被考慮的因素之一,然而學術界對于貿易便利化究竟是促進還是抑制雙向FDI協調發展還未有明確的定論。因此研究東道國貿易便利化對于中國引入外資和對外投資的影響不僅對經濟理論的發展有積極意義,也對中國形成高質量對外開放格局有積極作用。

一、文獻綜述

當前學者對于貿易便利化影響的研究眾多,大致可分為微觀企業與宏觀經濟兩大層次。一是在微觀企業層次,貿易便利化主要包括貿易便利化影響進口中間品成本、企業創新能力以及企業間競爭等來影響企業行為。黎新伍等認為貿易便利化通過成本效應促進企業提高競爭力,還在空間上具有溢出效應[1]。段文奇等認為提高貿易便利化水平降低了企業進口中間品的成本以及影響企業的研發,促進出口產品質量升級[2]。程凱以進口中間品為視角研究中國微觀企業數據,發現貿易便利化能夠提高企業的出口績效,且具有地區和產品的異質性[3]。李波等從產業集聚視角研究,認為貿易便利化水平提高促進企業生產率的提升,對于產業集聚程度較高企業的生產率,其促進作用越明顯且具有地區異質性[4]。二是從宏觀層面來看,貿易便利化主要通過影響貿易出口成本、基礎設施效率和經濟環境等來影響國家進出口。DENNIS et al.認為貿易便利化水平上升降低了出口成本、進入市場成本以及運輸成本提高了發展中國家的出口多樣性,其中海關改革的效果最為顯著[5]。LEE et al.考察了貿易便利化對出口二元邊際的影響,發現其對于中低收入國家的初級商品影響大,而在中高收入國家則對制成品的影響大[6]。馬夢燕等認為貿易便利化通過對港口效率、監管環境等改善有助于中國加工農產品出口質量的升級,且對于亞洲地區的促進作用大于歐非地區[7]。楊軍等認為貿易便利化通過節約進出口時間提高中國凈出口,促進經濟發展和社會經濟福利提升[8]。無論是從宏觀或是微觀層面,貿易便利化水平提高都削減貿易成本、提高貿易效率,不僅對東道國經濟起到促進作用,也有利于投資國投資行為,進而影響雙向FDI的流動。

對于FDI的研究,學術界通常將FDI分為水平型FDI與垂直型FDI兩大類。其中垂直型FDI理論最早起源于HELPMAN,他認為跨國公司進行生產時根據不同國家要素稟賦的差異會將生產活動分割為不同階段,從而獲得更加低廉的要素進而降低成本[9]。因此將此類投資稱為“復雜垂直”型投資,這也意味著此類投資與貿易互補,即出口貿易量增加則從他國進口要素的投資也增加。與之相對的水平型FDI理論源于MARKUSEN,他提出企業在國際貿易中為了避免貿易摩擦和繞過國際貿易壁壘,會以直接在東道國生產產品的方式來進入當地市場[10]。因而這類投資與本國出口貿易為替代關系,即當企業在母國生產產品以及出口產品量越多則在東道國水平型投資量就越少。因此,FDI中垂直型投資和水平型投資量的大小主要取決于貿易國雙方的要素稟賦,如果要素稟賦差距大則分割生產有利可圖,即企業更多傾向于垂直型FDI,反之則傾向水平型FDI。

關于貿易便利化對FDI的影響現有的文獻研究較少,大多停留在理論層面研究。閆奕榮等研究了81個國家后認為東道國貿易便利化的提高對中國OFDI有正向影響,且高收入和高運輸績效的國家貿易便利化水平提高對中國投資更具吸引力[11]。DUVAL et al.研究了OECD和亞太地區國家發現,貿易便利化水平提高增加了FDI的流量,其中東道國的商業監管環境質量是最重要的因素[12]。HAMMENFORS也認為貿易便利化水平提高有利于增加東道國FDI的流入,且貿易便利化對發達國家的促進作用大于發展中國家[13]。但蘇小莉研究“一帶一路”沿線國家的相關數據后認為貿易便利化對中國OFDI的影響不確定,但是有利于提高OFDI的出口效應[14]。

通過對現有文獻的整理可以發現,多數學者對于貿易便利化的研究只涉及單一的IFDI或OFDI,并沒有將二者放在一個體系進行整體考慮,且未解釋貿易便利化影響雙向FDI的機理。隨著雙邊貿易的發展以及各種貿易協定的簽訂,各國的海關條件、監管環境、基礎設施等貿易便利條件發生改變會對中國引入外資和對外投資造成重要影響。基于此,首先,本文以“一帶一路”沿線國家為研究對象,論證東道國貿易便利化的改變對中國IFDI與OFDI的影響,并且利用FDI耦合系統討論其對于雙向FDI協調發展的影響。其次,本文基于貿易成本和市場規模效應兩個中介變量,試圖解釋貿易便利化影響雙向FDI的機理,并且研究了投資便利化的調節作用。此外,本文利用工具變量法克服內生性的影響以及更換被解釋變量來進行穩定性檢驗,還考慮了不同收入、不同基礎設施條件國家的異質性的影響,從而為中國實現高質量發展提供參考。

二、理論框架與研究假說

(一)貿易便利化與中國雙向FDI協調發展

一國雙向FDI具有協調發展性,國外直接投資(IFDI)與對外直接投資(OFDI)互動發展關系顯著。具體表現為,一國的國外直接投資流入加速其本國的產業結構升級和經濟發展,有助于本國經濟資本積累?；跈C會成本,當其國內資本積累到一定水平會進行海外尋租行為,即進行對外直接投資[15]。對于東道國而言,東道國的貿易便利化水平上升顯著降低了國際貿易成本,有利于國際貿易量增加和跨國企業的投資,直接促進中國企業對東道國OFDI流量的上升。東道國國內IFDI流量和國際貿易量提升促進其國內經濟發展又有利于東道國進行對外直接投資,進而逆向增加其對中國的OFDI,即中國IFDI流量增大,形成中國OFDI與IFDI雙向增長的良性互動機制。此外,IFDI與OFDI的互動效應取決于一國經濟水平和出口強度[16]。貿易便利化水平的上升提高了東道國經濟發展水平和出口強度,放大OFDI與IFDI的良性互動效應,促進中國OFDI與IFDI流量進一步上升,形成中國雙向FDI的協調發展。基于上述分析本文提出第一個假說:

假說1:東道國貿易便利化水平的提升有利于中國IFDI與OFDI的增加和雙向FDI協調發展。

(二)貿易成本中介效應

中國對外直接投資可分為垂直型FDI和水平型FDI。垂直型FDI是企業為了在國際市場上尋求更加低廉與優質的要素而進行的跨國投資行為,它將生產環節按要素稟賦進行分割以降低成本。貿易便利化的提高降低了企業所面臨的冰山成本,一方面,跨國公司的垂直型生產模式意味其需要向東道國進口中間品,貿易成本的降低直接削減產品生產成本,有利于企業利潤增加和出口量擴張,貿易量增加進一步擴大了中間品進口的需求,最終推動垂直型FDI流量增加;另一方面,貿易便利化水平提高也意味著東道國海關環境改善,降低企業運輸以及海關費用,企業出口效率提升以及進出口時間節約直接促進貿易量的上升,進而增加垂直型FDI[17]。對于水平型FDI而言,如果跨國公司以水平型FDI代替出口,那么就意味著要放棄在母國生產的規模經濟以及需要支付在東道國建設工廠等一系列固定成本,但是可以避免貿易摩擦和關稅等貿易成本[18]。貿易便利化提高則海關以及運輸成本下降。隨著貿易出口成本的下降,當企業在母國生產產品并出口到東道國進行貿易的收益高于企業在東道國建設工廠進行貿易的收益,則企業會選擇用出口代替水平型FDI,即會減少在東道國的水平型投資。綜上,貿易成本降低促進垂直型FDI抑制水平型FDI,貿易成本降低對于中國FDI的影響取決于中國FDI中垂直型FDI和水平型FDI的比例,而中國企業以垂直型FDI為主,因此東道國貿易便利化水平上升增加了中國OFDI。根據假說1中OFDI與IFDI雙向增長的良性互動機制,最終促進中國雙向FDI的協調發展。基于此,本文提出第二個假說:

假說2:東道國貿易便利化水平的提高降低了貿易成本,有利于中國雙向FDI的協調發展。

(三)市場規模中介效應

跨國公司的投資還受到東道國市場規模的影響,市場規模越大、開放程度越高越有利于中國企業并購,貿易便利化水平的提升增加了東道國貿易的進出口量,有助于擴大其國內市場規模[19]。大規模市場對外國投資者更具有吸引力,市場規模越大其消費者越多,更有利于企業發展,東道國市場規模的擴大有助于中國跨國公司對東道國進行對外直接投資,而且由于東道國市場規模擴大帶來市場需求增加,中國跨國企業會擴大企業規模以獲得規模經濟,即增加對東道國的OFDI。隨著東道國貿易便利化水平的提高,東道國市場規模擴大以及進入東道國跨國投資的門檻降低,中國一些出口率較低的企業也可能放棄出口加入跨國投資,即擴大中國水平型FDI。綜上,中國對東道國OFDI的流量上升,根據假說1,中國雙向FDI流量水平上升,促進中國雙向FDI協調發展。基于此,本文提出第三個假說:

假說3:東道國貿易便利化水平的提高促進其國內形成規模市場效應,有利于中國雙向FDI的協調發展。

(四)投資便利化調節效應

貿易便利化和投資便利化在一定程度上有聯系,投資便利化水平提升加強了東道國營商環境、金融服務體系、勞動市場質量等,有利于國際資本的流入,增強了貿易便利化對中國雙向FDI協調發展的促進作用。一方面,東道國投資便利化程度上升吸引跨國企業并購,而跨國并購通過示范效應和競爭效應促進當地企業技術發展,進而增加東道國全要素生產率,企業全要素生產率提升促進中國企業進一步對外投資[20];另一方面,投資便利化水平提高通過增加東道國與中國之間政策溝通、貿易之間的暢通、資金方面的融通、基礎設施的聯通、兩國民心的相通等“五通”,加速外資流入的速度和提高其國內資本運用的效率,深化東道國和中國企業合作,加速中國對東道國的對外直接投資[21]。根據假說1,中國OFDI的增加,中國雙向FDI也同步上升,有助于中國雙向FDI協調發展。因此,東道國投資便利化水平提高增強了貿易便利化對中國投資的正向促進作用。基于此,本文提出第四個假說:

假說4:東道國投資便利化水平提高增強了貿易便利化對中國雙向FDI協調發展的正向作用。

三、貿易便利化指標和雙向FDI協調性指標構建

(一)貿易便利化指標構建

本文借鑒程云潔等的方法[22],從基礎設施、海關環境、電子商務、金融市場和規章制度環境五大方面共17個二級指標(表1)來衡量一國貿易便利化程度。其中二級指標皆為正向指標,即值越高代表貿易便利化程度越高。

表1 貿易便利化指標

本文以“一帶一路”沿線國家作為研究對象,由于世界經濟論壇發布的《全球競爭力報告》中缺失某些國家和年份的數據,為了指標構建的準確性,本文參考相關研究選取了時間[23-24],最終選擇以2007—2017年共42個國家和地區的數據作為構建貿易便利化指標的來源。為了能夠客觀反映每個指標所包含的信息量,本文使用主成分分析法構建指標。使用SPSS軟件,主成分分析法共提取3個主成分進行綜合指標權重的計算,提取的3個主成分在2007—2017年平均提取了77.315%的信息量,KMO和巴特利特檢驗值為0.908,符合主成分分析法的標準?；诒?的結果,貿易便利化的計算公式如式(1)所示

BLH=I×0.266+C×0.133+F×

0.152+E×0.264+R×0.185

(1)

式中:BLH為貿易便利化,I、C、F、E、R分別為基礎設施、海關環境、金融市場、電子商務、規章制度環境。根據所得的貿易便利化公式(1)計算出42個國家和地區2007—2017年的貿易便利化水平。

為了更好展現各國貿易便利化的水平,本文將所得各國2007—2017年的貿易便利化水平取年平均值并進行排名,具體結果如表2所示。根據表2可知,中國在42個“一帶一路”沿線國家中排名第17名,屬于中等偏上水平。其中新加坡憑借良好的交通地理位置以及國內高度開放的經濟環境位居第一;而吉爾吉斯斯坦地處亞洲內陸且經濟落后,貿易便利化水平處于最低位。

(二)雙向FDI協調性指標的構建

雙向FDI的協調發展是指IFDI和OFDI的協同正向增長,二者之間存在相互促進的作用。現有指標中衡量雙向FDI協調指數有兩種,一是通過IFDI和OFDI進行相乘形成交互項來衡量[25],二是利用耦合模型對協調性進行衡量[26]。耦合模型來自于物理,它能夠描述兩個體系之間的依賴程度,耦合度越高表示兩者的協調依賴程度越強。相對于第一種的OFDI和IFDI的乘積交互而言,引入耦合可以避免多重共線性的問題,考慮到IFDI和OFDI之間會相互影響,簡單的相乘無法體現二者的雙向互動關系。因此,本文選擇利用耦合模型來測度雙向FDI之間的協調性。

表2 各國貿易便利化平均水平排名

投資存在流量和存量兩種數據,由于流量數據可能為負數,在數據處理期間可能會導致數據缺失進而影響結果的穩健性,而存量考慮了折舊率與收益等因素,更能反映現實投資的變動,綜合以上原因本文選擇使用中國對外直接投資和外商直接投資的存量數據。中國對外直接投資的數據來源于《中國對外投資公報》,而中國外商直接投資只有流量數據,因此按照YAO et al.的方法使用永續盤存法估算外商直接投資存量[27],計算公式如式(2)所示

IFDIit=(1-k)IFDIit-1+ifdiit

(2)

式中:IFDIit為本期的投資存量;i,t分別表示第i個國家第t年對中國的投資;k為折舊率,取值為9.6%;IFDIit-1為上一期的投資存量;ifdiit為i國在t年的外商直接投資流量;對于基年(本文為2007年)的IFDI的存量估計公式如(3)所示

IFDIi0=ifdii0/(p+k)

(3)

式中:IFDIi0為基期的投資存量;ifdii0為i國基期的IFDI流量,p為觀察期內的平均增長率。

為了衡量IFDI與OFDI的協調性程度,本文借鑒黃凌云等引入雙向FDI耦合度[28],公式如式(4)所示

Dit(IO)=[IFDIit×OFDIit/

(αIFDIit+βOFDIit)γ]1/2

(4)

式中:D(IO)為正向指標,其值越大表示雙向FDI的協調性越高;IFDI與OFDI為存量數據;α、β為特定權重均取值0.5;γ為調節系數取值為2。

四、實證研究

(一)變量選取和描述統計

(1)被解釋變量:對外投資(OFDI)和外商直接投資(IFDI)存量數據以及雙向FDI耦合度(FDIR),具體構建方法參照式(2)—(5)。

(2)核心解釋變量:貿易便利化水平(BLH),具體構建方法參照表1。

(3)中介變量:貿易成本(TC)借鑒ANDERSON et al.和孟慶雷等的方法[29-30],公式如式(5)—(7)所示

(5)

xii=s×GDPi-Expi

(6)

xjj=s×GDPj-Expj

(7)

式中:TCij為雙邊貿易成本;xii、xjj為i和j國的國內貿易額;xij、xji為i對j國和j對i國的出口額,б為替代彈性,取值8,s為貿易份額,取值1,GDP為一國國內生產總值,Exp為一國的出口總額。

市場規模:市場規模(SC)與一國的國內生產總值有關,借鑒易先忠等的方法,以國內生產總值加上進口減去出口衡量市場規模,其值越高表示市場規模越大[31]。

(4)調節變量:本文使用投資便利化(TZBLH)作為調節變量,投資便利化指標的構建參考程惠芳等構建的國際投資便利化來衡量[32],包括外商投資依存度、對外投資依存度、商品市場有效性、勞動市場有效性4個分指標,利用主成分分析法構建指標,其為正向指標,其值越大東道國的投資便利化水平越高。

(5)控制變量:國內生產總值(GDP)使用東道國國內生產總值;人民幣實際匯率(RER),將人民幣兌美元和東道國兌美元數據進行換算得到人民幣兌東道國貨幣匯率后再消除價格因素;總稅率(TAX),按利潤的百分比計算所得到;人口(POP),取東道國人口總數;貿易開放程度(OPEN),為東道國進出口貿易總額占國內生產總值的比值。以上數據來源于歷年《中國對外投資公報》、國家統計局發布的統計數據、年度《全球競爭力報告》、世界銀行數據庫、UNCTAD數據庫。各變量的描述統計如表3。

表3 描述性統計

(二)模型設定

本文以引力模型為基礎進行擴充,核心變量為貿易便利化,加入匯率、稅率、開放度等控制變量,實際模型設定如式(8)—(10)所示

lnOFDIit=BLHit+RERit+lnTAXitlnPOPit+

OPENit+lnGDPit+μit+εit

(8)

lnIFEIit=BLHit+RERit+lnTAXitlnPOPit+

OPENit+lnGDPit+μit+εit

(9)

lnFDIRit=BLHit+RERit+lnTAXitlnPOPit+

OPENit+lnGDPit+μit+εit

(10)

式中:lnOFDI、lnIFDI與lnFDIR分別表示中國對外直接投資、外商直接投資和雙向FDI協調指標的對數形式;BLH表示貿易便利化程度;RER、lnTAX、lnPOP、OPEN、lnGDP分別表示人民幣實際匯率、東道國總稅率、東道國人口總量、貿易開放度和東道國國內生產總值;μ表示固定效應;ε表示隨機擾動項。

(三)回歸結果

先對變量進行面板協整單位根檢驗,各變量在LLC檢驗均顯著,時間固定模型F值檢驗的p值大于0.05,個體固定模型F值檢驗的p值小于0.05,即存在國家個體效應,且hausman檢驗結果的p值小于0.05,因此本文考慮使用國家固定效應模型。為了更好檢驗結論的可靠性,本文同時使用混合模型和固定模型進行擬合。

根據表4顯示的結果,模型(1)顯示東道國貿易便利化水平的提高有利于中國對外直接投資的提高,貿易便利化程度每提高1%則中國對外直接投資增加1.273%。其中人民幣實際匯率升高有利于中國對外投資的增加,東道國稅率提高不利于中國對外投資,且貿易開放度越大、國內生產總值越高越有利于中國投資。貿易便利化升高有利于中國對外直接投資的增加也證明中國對外直接投資以垂直型FDI為主。根據模型(2)可知,東道國貿易便利化提高有利中國外商直接投資的增加,具體而言,貿易便利化水平每提高1%,中國外商直接投資增加0.628。根據之前的分析,東道國貿易便利化水平提高促進經濟發展和市場擴大,有助于當地企業發展和海外投資增加,進而促使中國外商直接投資的增加。模型(3)的結果表明東道國貿易便利化水平提高有助于中國雙向FDI協調性增加,貿易便利化水平每提高1%中國雙向FDI協調性增加0.534。此外,人民幣實際匯率升值和稅率提高不利于雙向FDI的協調發展,人口和貿易開放度的增加有利于雙向FDI協調性的提升。

表4 回歸結果

綜上所述,東道國貿易便利化水平升高有利于中國對外直接投資、外商直接投資增加和雙向FDI協調性發展,即假說1正確。

(四)內生性檢驗

東道國貿易便利化有利于中國雙向FDI的增加,加強了貿易國雙方的合作,中國對貿易國對外直接投資的增加很可能促進東道國經濟發展和進一步的開放,從而中國雙向FDI可能促進東道國貿易便利化的提升,即可能存在反向因果的內生性問題。為了避免內生性對結果穩健性的影響,本文借鑒閆奕榮等的方法使用兩階段最小二乘法(2SLS)來解決此問題,為了和之前結果對應也使用個體固定模型。

貿易便利化意味著海關設施改善與進出口效率提高,從表1的五部分占比可以看出基礎設施占貿易便利化水平評估的最大比例。因此本文先將38個國家在2007—2017年的整體基礎設施的素質求得平均值,然后將38個國家的平均整體基礎設施素質進行排序,選擇與該國排名相鄰國家的貿易便利化水平作為此國貿易便利化的工具變量,其中整體基礎設施的素質來源于歷年《全球競爭力報告》。選擇此為工具變量的原因為:從相關性來說,兩國的基礎設施素質相近則兩國的貿易便利化水平也比較接近,即二者具有相關性;從外生性來說,一國的貿易便利化水平并不影響另一國的貿易便利化水平,即滿足外生性假設。內生性檢驗的結果如表5所示。

其中內生性檢驗p值均小于0.05,即拒絕貿易便利化變量為外生性變量假設;弱工具相關假設檢驗的F值為89.9,拒絕工具變量為弱工具變量假設。根據表5可知貿易便利化對中國對外直接投資、外商直接投資和雙向FDI協調性均為正向影響,即得出的結論具有穩健性。

(五)穩健性檢驗

根據表1可知基礎設施和電子商務分別占貿易便利化指標的0.265和0.264的權重,在貿易便利化指標中占比較大。為了檢驗結論的穩健性,本文以基礎設施(JCSS)和電子商務(DZSW)分別代替貿易便利化指標對所得結論進行穩健性檢驗,結果如表6所示。

表5 兩階段最小二乘法結果

表6顯示基礎設施和電子商務對于中國對外直接投資、外商直接投資和雙向FDI協調性都具有顯著的促進作用,這表明所得結果具有穩健性。由此可知基礎設施對于中國對外直接投資、外商直接投資和雙向FDI協調性的促進作用大于電子商務的影響,間接證明貿易便利化中最重要的影響為基礎設施的升級和完善。

(六)異質性分析

為了驗證國家收入差和基礎設施的異質性影響,本文將38個國家分成高收入和低收入國家以及根據年度平均整體基礎設施分成基礎設施素質高和基礎設施素質低兩組進行回歸,具體結果如表7所示。表7的結果顯示高收入國家貿易便利化水平的提高對于中國雙向FDI的正向影響高于低收入國家貿易便利化水平提升的正向影響。一方面,高收入國家國內經濟發達,更加注重基礎設施的建設,對于外資的吸引力大于低收入國家;另一方面,高收入國家往往具有更大的國內市場以及對外開放的規模,更容易形成經濟規模效應,更有利于中國雙向FDI的增加。

表6 穩健性檢驗

根據表7的結果可知基礎設施素質較高國家的貿易便利化水平上升對雙向FDI協調發展的促進作用大于基礎設施素質低的國家。基礎設施素質較為完善意味著貿易冰山成本更低,更有利于貿易和經濟發展,便有利于國際資本的流入,而隨著國際資本流入,進一步加速其國內發展和基礎設施的完善,形成正向循環。而基礎設施素質較低的國家則發展的機遇也越小,即便貿易便利化水平上升對于外資的吸引程度也低于基礎設施較為完善的國家。

表7 國家收入異質性

(七)中介效應

為了驗證貿易便利化水平上升有利于中國雙向FDI協調發展主要通過貿易成本效應和市場規模效應,本文根據中介模型進行回歸,模型設定如式(11)—(13)所示

lnFDIRit=β0+β1BLHit+

β2Controlit+εit

(11)

Mit=γ0+γ1BLHit+γ2Controlit+εit

(12)

lnFDIRit=δ0+δ1BLHit+δ2Mit+

δ3Controlit+εit

(13)

式中:Controlit為控制變量;Mit為中介變量,包括貿易成本(TC)和市場規模(SC)。

由表8的中介模型(1)—(3)可知貿易便利化水平上升降低了雙邊貿易成本,而貿易成本降低有利于中國雙向FDI的協調發展。中介模型(4)—(5)可知貿易便利化水平上升促進市場規模擴大進而有利于中國雙向FDI的協調發展。因此,假說2和假說3成立。

表8 中介效應結果

(八)調節效應

為了驗證投資便利化對中國雙向FDI協調發展的影響,本文使用在基礎模型中加入交互項,模型設定如式(14)—(16)所示。

lnFDIRit=BLHit+TZBLHit×

BLHit+Controlit+μit+εit

(14)

lnOFDIit=BLHit+TZBLHit×

BLHit+Controlit+μit+εit

(15)

lnIFDIit=BLHit+TZBLHit×

BLHit+Controlit+μit+εit

(16)

式中:TZBLH為投資便利化;TZBLH×BLH為貿易便利化和投資便利化的交互項。

得出的結果如表9所示,其中模型(1)顯示東道國投資便利化水平提高增大了貿易便利化對中國雙向FDI協調發展的正向作用。以投資便利化提高1%為例,當東道國的投資便利化水平每提高1%時,貿易便利化提升1%對于中國雙向FDI協調發展的促進作用就提高0.054,因此,假說4成立。

表9 調節效應結果

五、研究結論和建議

(一)研究結論

本文分析了貿易便利化對中國雙向FDI的影響并使用“一帶一路”沿線38個國家的數據進行實證分析,本文得到以下結論:

第一,東道國貿易便利化水平的升高有利于中國OFDI、IFDI的增加和雙向FDI的協調發展,且主要通過貿易成本和市場規模效應兩種中介變量影響中國雙向FDI。貿易便利化水平上升降低貿易成本,促進國際貿易增加進而增大垂直FDI,且中國主要以垂直FDI為主;東道國貿易便利化水平上升有助于其國內市場的形成和擴大,促進企業形成規模經濟進而有利于外資流入,而東道國經濟發展也有助于當地企業增加對中國投資,形成中國雙向FDI的協調性發展;東道國的投資便利化提高增大了貿易便利化對中國雙向FDI的協調性發展的正向促進作用。

第二,貿易便利化對于一國雙向FDI影響中較為重要的因素為基礎設施的改善。此外,高收入國家和基礎設施較為完善國家的貿易便利化水平上升對于中國OFDI、IFDI的增加以及中國雙向FDI協調發展的促進作用更大。

(二)建議

為了中國雙向FDI的協調發展,根據本文得出的結論在此提出以下3條建議。

第一,加大與“一帶一路”沿線國家的貿易往來,加強與成員國之間的合作。在與“一帶一路”成員國合作時增加基礎設施、海關環境、金融市場、電子商務和規章制度環境等方面條例的簽訂,提高貿易便利化水平有助于提高國際貿易效益和中國雙向FDI協調發展。

第二,加強與“一帶一路”沿線國家的基礎設施建設,提高貿易便利化水平。近年來中國承包了許多國家的基礎設施建設,一方面中國對外的基建可以輸出國內資本,另一方面,中國對外的基建提高了東道國貿易便利化水平,又有助于中國雙向FDI的協調發展。

第三,提高貿易便利化水平,加大對外開放程度。東道國貿易便利化水平上升有利于吸引外資和形成規模經濟,基礎設施完善國家更容易吸引外資,因此要加強本國基礎設施、規章制度環境等建設,提高本國貿易便利化水平,促進IFDI與OFDI的良性互動,形成雙向FDI的協調發展。

六、結語

本文主要考察了“一帶一路”沿線國家貿易便利化水平對于中國雙向FDI協調性的影響,研究了貿易成本和市場規模的中介渠道和投資便利化的調節效應,為中國加深“一帶一路”建設和合作,形成高質量、高層次對外開放格局有積極作用。本文的研究內容具有一定的創新性,但在研究中存在一些局限性:本文所構建的貿易便利化指標有待進一步的優化和完善,分指標中可以更加細化以保證更好反映東道國貿易便利化水平;本文主要通過宏觀進出口視角進行研究,并沒有深入到企業這一微觀視角。因此,在后續的研究中會深入到企業的角度進行分析東道國貿易便利化對企業投資的影響。