中国对西亚直接投资的贸易效应研究 ——基于(4)

① 资料来源：中经网统计数据库。

② 这里选择OFDI数据是当年的OFDI存量数据，之所以使用存量数据而不使用流量数据，是考虑到当期(短期)流量和滞后一期(长期)存量对贸易的共同影响，当期的流量加上滞后一期的存量即得到的是当期的存量,因此长期和短期的效应都反映在自变量的结果上。

[1] SULTANA,SYED Empirical Analysis of Macroeconomic Determinants of Foreign Direct Investment Inflows to India[J].Productivity,2016,57(3):235-245.

[2] JAMES ASIRVATHAM,RAJAH RASIAH,GOVINDAMAL THANGIAH,et of Foreign Direct Investment,Imports and Tariff Deregulation Onexports Among Pioneering Ssean Members:Panel Data Analysis[J].International Journal of Business & Journal of Business & Society,2017,18(1):1-12.

[3] 韩永辉,邹建华.“一带一路”背景下的中国与西亚国家贸易合作现状和前景展望[J].国际贸易,2014,(8):21-28.

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一、引言西亚地区作为“一带一路”经济带上联通亚非欧三大洲的交通要地，是中国未来经济发展的重要伙伴。2017年5月15日，习主席在“一带一路”国际合作高峰论坛上强调：“要本着和平合作、开放包容、互学互鉴、互利共赢的丝路精神，进一步推进与亚欧大陆各国的互联互通。”西亚作为丝绸之路的重要组成部分，更是与海上丝绸之路沿线港口相连的交通要塞，成为推动我国“一带一路”建设的核心战略要地，中国与西亚的经贸合作必将迎来互利共赢发展的崭新机遇。西亚地区各国政治、经济情况复杂, 一些国家战乱不断，经济几乎停滞，贸易风险极高；一些国家经济体量太小，国民经济组成和构造单一，交通不便。研究这些国家的贸易效应意义不大，因此，本文主要关注那些政局较稳定、外贸基础较好，自然资源丰富，地理环境较优越，对外直接投资(以下简称OFDI,OutwardForeignDirectInvestment的缩写)数据较完善的国家，故选取了沙特阿拉伯、伊朗、阿联酋、以色列、土耳其、伊拉克、卡塔尔、也门、科威特、约旦这10个具有一定代表性的国家。2009-2017年，中国对西亚十国OFDI流量持续上升，从6.0亿增加到14.5亿美元，扩大了2倍；OFDI存量从19.9亿增加到196.2亿美元,扩大将近10倍。这期间，中国对西亚出口额从548.9亿提高到1103.0亿美元,进口额从522.9亿上升到1007.0亿美元,扩大2倍，这反映出中国对西亚十国的对外贸易息息相关。另一角度，对外直接投资存量比重与对应的国际贸易比重，因国别不同，存在较大差异：对沙特阿拉伯、伊朗、阿联酋OFDI存量占总额比重分别为：24%，17%和26%，进、出口额占总额比重也较大，分别为：17%和38%，15%和20%，30%和10%；对以色列、土耳其、伊拉克3个国家OFDI存量比重与相应的进、出口比重相对相当；而对卡塔尔、也门、科威特及约旦OFDI存量占比小，进、出口额占比也相对较小，其中约旦OFDI存量占比0.2%，进、出口额占比分别为0.2%和2%。①长期以来，中国与西亚各国经贸合作问题相关研究主要集中于双方合作潜力、贸易合作竞争性与互补性、农产品贸易特征、自贸区建设和产能合作等五个方面(韩永辉，2014，2015；黄晓燕，2017；丁存振，2018)。很少有学者从国别贸易角度分析中国对西亚各国FDI与国际贸易的关系，其中把西亚各国作为特定区域样本进行研究的文献更是凤毛麟角。本文选取西亚10个国家，从国别异质性角度，分析具有不同资源禀赋、所处不同经济发展阶段的西亚各国在承接中国对外直接投资时所呈现的不同贸易效应，以期为“一带一路”倡议下实现中国与西亚更深领域的贸易合作提供理论基础和实证依据。二、文献综述全球经济高速运行，学者们对与国际贸易的研究各有侧重。海外的学者对国际直接投资与国际贸易关系研究聚焦于两者的互补、替代效应和相互作用方面。小岛清(1978)强调对外直接投资是促进双方比较优势的，认为OFDI与国际贸易是互补的。Pacheco-López, Penélope(2005)和Sultana,Syed Tabassum(2016)都认为进出口与FDI是双向因果关系[1]。Chow,PeterC.Y(2012)发现FDI对母国在台湾的企业出口具有互补效应。James Asirvatham等学者(2017)利用1970-2015年的面板数据，实证检验证明外国直接投资(FDI)对出口有正向推动作用[2]。国内学者研究多聚焦于FDI与对外贸易关系的整体效应方面。张谊浩与王胜英(2004)利用因果检验法发现两者互为因果反馈关系。杨韬(2011)运用计量经济模型分析得出美国对中国OFDI增加了对美的出口。刘再起、谢润德(2014)研究发现中国对东盟各国的直接投资均具有贸易创造效应。刘再起、张永亮、王阳(2017)运用引力模型分析中欧双边贸易，结论表明：中国对欧盟的OFDI对双方贸易增长均产生了促进作用，且长期效应大于短期。综上所述，由于资源禀赋、开放程度、经济发展水平、政治环境等因,素因国别而异，都会影响OFDI的贸易效应(Helpman和Krugman,1989；刘再起，2014)，目前基于国别差异的贸易效应研究较少，虽有涉及，但多集中于欧盟、东盟等地区，对西亚地区国别贸易的研究几乎空白。因此，本文改变传统研究中多以东道国作为整体分析的模式，从国别角度分析中国对西亚十国OFDI的国别贸易效应，为中国企业对西亚地区开展对外直接投资的规模及流向选择提供参考依据。三、模型设定及数据说明(一)模型设定为从国别角度分析中国对西亚OFDI的贸易效应，被解释变量选取中国对西亚十国的出口、进口数据,解释变量选取中国对西亚十国的OFDI存量数据，建立面板数据回归模型。为使模型更加平稳，并消除异方差性，对其进行对数化处理，形式为lnex,lnim和lnofdi,建立计量模型:lnexit=α1+β1lnofdiit+μ1it(1)lnimit=α2+β3lnofdiit+μ2it(2)式中,α1,α2是常数项,β1,β2是出、进口OFDI弹性,μ1,μ2是随机扰动项。i为西亚10国个体,t是观测期。若β1(或β2)为正值，意味着中国对西亚十国OFDI的贸易效应是出口(或进口)创造型的,β1(或β2)值越大，则贸易创造效应越大；若β1(或β2)为负值，则意味着中国对西亚十国OFDI的贸易效应是出口(或进口)替代型的,β1(或β2)绝对值越大，代表贸易替代效应越大。(二)数据说明中国与西亚OFDI的起步较晚，其中塞浦路斯、黎巴嫩、巴勒斯坦、阿曼、叙利亚、希腊和巴林数据不完善且波动幅度大。而其余10国数据较为完善，但个别国家也存在OFDI波动较大的现象，为使数据较为平稳，本文选取2009-2017年中国和西亚十国对外直接投资存量、出口额、进口额的面板数据进行回归分析。选择面板数据研究可以克服多重共线性问题，增加估计的有效性。OFDI存量数据②来自于《2017年度中国对外直接投资统计公报》。中国与西亚十国的进、出口往来数据来源于中经网统计数据库。四、实证分析(一)面板数据的平稳性检验运用的五种检验面板数据方法，分析lnex,lnim和lnofdi的平稳性。具体如表1所示。LnOFDI,LnEX和LnIM只有Breitung不平稳，综合认为序列平稳。表1面板数据单位根检验结果变量LLC检验IPS检验F-ADF检验F-PP检验Breitung检验结论***-3.60***53.14***58.13***1.34P值0.00*平稳***-3.10***46.30***83.60***2.18P值平稳***-3.32***49.48***76.41***0.77P值平稳注：括号内为P值，***表示符合1%的显著性水平，*表示符合10%的显著性水平.(二)中国对西亚十国的出口国别贸易效应1.变量序列LnEX和LnOFDI的协整分析面板数据的协整分析结果如表2所示。表2LnEX和LnOFDI和的Kao检验和Johansen-Fisher检验协整结果Kao检验Johansen-Fisher检验T值或统计量-值检验得出,ADF的值t为-2.27,P值为0.01,即在5%的显著性水平下LnEX和LnOFDI具有协整关系。Johansen-Fisher检验的特征根迹的Fisher统计量为87.53,P均为0.00,所以显著性水平下LnEX和LnOFDI具有协整关系。综上，LnEX和LnOFDI具有协整关系。2.中国对西亚十国的出口整体效应通过F及LR检验辨别混合横截面模型或是固定效应模型，F及LR检验的结果为97.11和224.12,P值为0.00,因此选择固定效应模型。模型的整体回归结果为:lnex=11.42+(3)(t=7.49***)以上结果为中国对西亚十国OFDI的出口整体效应，系数为正且显著。中国对西亚对外直接投资每增长1%，拉动出口增长0.18%。3.中国对西亚十国OFDI的出口国别效应对LnEX和LnOFDI做变截距模型回归，得SSE1=3.74。对LnEX和LnOFDI做变参数模型回归，得SSE2=4.80。此外N=10,T=9,k=1,计算F统计量为:F=2.23>2.02=F0.05(9.70)(4)因为F>2.02,即拒绝“变截距模型”，建立变参数模型。回归结果见表3。表3中国对西亚十国OFDI出口效应的国别差异检验结果国家α1t值P值β1t值P值阿联酋沙特阿拉伯土耳其也门伊朗约旦卡特尔以色列12..伊拉克科威特10..调整后的R2=0.95 F=95.82 DW=1.06由表3可以看出，调整后的R2=0.95,说明模型拟合效果较好。通过参数β1值的变化可知，西亚十国中,β1≥0.32的有沙特阿拉伯、土耳其和伊拉克；伊朗、约旦、卡塔尔及阿联酋为0.32≥β1≥0.18的国家。其中0.18是中国对西亚十国直接投资出口贸易的整体平均弹性。中国对西亚十国OFDI的贸易效应都是出口创造型的(β1>0)。从具体国别看：第一， 中国对沙特阿拉伯、土耳其和伊拉克OFDI的出口创造效应很显著(β1≥0.32)。沙特阿拉伯、土耳其和伊拉克矿物资源丰富，中国的机械器具，电机、电气、音像设备，纺织品、钢铁制品等对它们同样具有强大的吸引力，互补效应非常显著[3]。第二， 中国对于伊朗、约旦、卡塔尔及阿联酋四个国家的OFDI出口创造效应显著大于0.18。中国的机械器具、运输设备等产品广受西亚市场欢迎，竞争优势明显。再者，中国在伊朗、约旦、卡塔尔及阿联酋承揽了诸多工程项目，带动相关产品出口，效应显著。第三，中国对科威特、也门及以色列OFDI的出口创造效应较低。科威特虽然资源丰富但市场狭小,与以色列政治关系不太和谐，与也门经贸合作有限。这些原因均导致中国对其OFDI的出口创造效应不强。(三)中国对西亚十国的OFDI进口国别效应1.变量序列LnIM和LnOFDI的协整分析因为序列具有平稳性，选择Kao检验和Johansen-Fisher检验进行协整分析，结果如表4所示。表4LnIM和LnOFDI的Kao检验和Johansen-Fisher检验协整结果Kao检验Johansen-Fisher检验T值或统计量-值检验表明,ADF检验的t为-4.01,P值为0.00，表示拒绝“不存在协整关系”的原假设(1%的显著性水平下)。Johansen-Fisher检验特征根迹的Fisher统计量为144.40,最大特征值的Fisher统计量为134.00,P值均为0.00,表示拒绝“不存在协整关系”的原假设(1%的显著性水平下),LnIM和LnOFDI具有协整关系。综上,LnIM和LnOFDI具有协整关系。2.中国对西亚十国OFDI的进口整体效应经检验,F结果为43.35,LR结果为160.34,P值均为0.00。因此运用固定效应模型。回归结果为:lnIM=11.00+(5)(t=4.45***该式表示中国对西亚十国OFDI进口的整体效应，若中国对西亚十国的OFDI增长1% ,即对西亚十国的进口增长0.20%。3.中国对西亚十国OFDI的进口国别效应对LnIM和LnOFDI做变截距回归，得SSE1=13.92。对LnIM和LnOFDI做变参数回归，得SSE2=16.86。而N=10,T=9,k=1,则F统计量为:F=1.64<2.02=F0.05(9.70)(6)因为F<2.02,所以接受变截距模型假设。由表5的具体检验结果可知，10国全部通过显著性检验，即LnOFDI对LnIM的影响非常显著。a2>0，说明中国对西亚十国OFDI的贸易效应都是进口创造型的。首先，中国对沙特阿拉伯、伊朗、科威特及以色列OFDI的进口创造效应十分明显(α2>11)。这四个国家自然资源丰富，与中国相关产业具有较强的互补性，中国对它们的直接投资多属于资源寻求型[4]，贸易逆差现象较为突出。其次，中国对阿联酋、约旦、也门、土耳其、伊拉克和卡塔尔OFDI的进口创造效应相对较弱(α11)。这可能与上述国家的国际关系、经济发展水平、基础设施建设等因素有关。其中伊拉克融资环境欠佳，国内政局动荡，法律体系不完善；卡塔尔制造业和工业欠发达；而也门国内动乱频繁，经济发展缓慢，基础设施不完善，这些因素促使中国对它们OFDI的进口创造效应不显著。表5中国对西亚十国进口效应的国别差异检验结果α2t值P值沙特阿拉伯伊朗科威特以色列11..920.00土耳其伊拉克卡塔尔阿联酋约旦也门五、结论及建议(一)结论根据以上中国对西亚十国对外直接投资的贸易效应分析，得出以下结论：第一，中国对西亚十国的对外直接投资均存在贸易创造效应。中国对西亚十国OFDI的增加,在一定程度上，既能够拉动我国商品的出口也能增加我国从西亚进口。第二，从国别差异来看，出口创造效应方面，中国对土耳其、伊拉克和沙特阿拉伯OFDI的出口创造效应最显著；伊朗、约旦、卡塔尔及阿联酋四个国家的出口创造效应也显著高于西亚十国整体水平；科威特、也门及以色列三个国家出口创造效应较弱。进口创造效应方面，中国对伊朗、科威特、以色列和沙特阿拉伯OFDI的进口创造效应显著；而对土耳其、伊拉克、卡塔尔、阿联酋、约旦和也门的进口创造效应相对较弱。综上所述，中国对西亚十国OFDI的进、出口贸易创造效应国别差异显著。(二)建议1．大力推动中国对土耳其、伊拉克、伊朗及沙特阿拉伯的直接投资共建“一带一路”合作新型伙伴关系，积极推动与这些国家政治经济文化互联互通，为实现中国与西亚国家良好的经贸环境创造有利条件[5]。目前中国与这些国家政治关系稳定,经贸交流频繁, 创造效应显著。近些年，这些国家的投资环境愈加开放，加大OFDI不仅可以弥补国内能源缺口，还会带动汽车、家电、工程机械及各类电力通讯设备等产品的出口，加快产业结构升级转型。今后可在电力、通讯、基建、轻纺工业等行业加大对四国的直接投资。2.进一步深化对阿联酋与卡塔尔的投资态势，将双边经贸合作推向新高度阿联酋经济开放程度高，营商环境良好，两国经济互补性很强。中国可在油气、清洁能源、钢铁建材工业、五金、化工、金融、航空航天及基础设施等领域加大对阿联酋的投资[6]。卡塔尔国民极其富裕，但工业化程度低，中国可以加强对卡塔尔机械、运输设备及轻工产品等领域的直接投资力度，这有利于我国落后产能的境外转移，刺激相关产业的出口，潜力巨大[7]。3.借助“一带一路”倡议契机，对以色列、科威特、约旦和也门展开有计划、有组织、有针对的直接投资中国与以色列的经贸合作互补性强，涉及食品、钻石、化工、生物技术等各个领域。以色列经济结构多元化，知识、技术型产业发达，中国可以加大对以色列生物技术、通讯电子高科技产品及医疗仪器等方面的投资。中国对科威特OFDI以劳务承包为主，下一步可以加大对其基础设施建设投资。中国对约旦OFDI主要以工程承包和劳务合作为主，今后可以加大对其新能源、供水、油气管道、建房等相关领域的投资。也门基础设施破坏严重，中国政府、企业可在铁路、航空、公路、通信等领域开展针对性的投资。[注 释]① 资料来源：中经网统计数据库。② 这里选择OFDI数据是当年的OFDI存量数据，之所以使用存量数据而不使用流量数据，是考虑到当期(短期)流量和滞后一期(长期)存量对贸易的共同影响，当期的流量加上滞后一期的存量即得到的是当期的存量,因此长期和短期的效应都反映在自变量的结果上。[参考文献][1] SULTANA,SYED Empirical Analysis of Macroeconomic Determinants of Foreign Direct Investment Inflows to India[J].Productivity,2016,57(3):235-245.[2] JAMES ASIRVATHAM,RAJAH RASIAH,GOVINDAMAL THANGIAH,et of Foreign Direct Investment,Imports and Tariff Deregulation Onexports Among Pioneering Ssean Members:Panel Data Analysis[J].International Journal of Business & Journal of Business & Society,2017,18(1):1-12.[3] 韩永辉,邹建华.“一带一路”背景下的中国与西亚国家贸易合作现状和前景展望[J].国际贸易,2014,(8):21-28.[4] 宋勇超.中国对外直接投资目的效果检验——以资源寻求型OFDI为视角[J].经济问题探索,2013,(8):123-129.[5] 刘再起,张永亮,王阳.“一带一路”背景下中国对欧盟直接投资的贸易效应[J].学习与实践,2017,(8):15-21.[6] 韩永辉,罗晓斐.中国与中亚区域贸易合作治理研究——兼论“一带一路”倡议下共建自贸区的可行性[J].国际经贸探索,2017,33(2):72-84.[7] 王晓宇,杨言洪.区域国别视角下语言距离对中国向西亚北非出口贸易的影响及潜力分析[J].上海对外经贸大学学报,2019,26(2):99-108.

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