产业结构差异与外商直接投资的出口效应_产业结构理论论文

产业结构差异与对外直接投资的出口效应，本文主要内容关键词为：产业结构论文,直接投资论文,效应论文,差异论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      对外直接投资（Outward FDI，ODI）与出口是跨国公司拓展海外市场的两种方式，二者之间的关系是国际经济学研究领域长期争论的问题。它们可能是替代的（Mundell，1957；Kindleberger，1969；Dunning，1981；Helpman et al.，2004；Chang，2006），可能是互补的（Vernon，1966；Schmitz & Helmberger，1970；Helpman & Krugman，1985；Grossman & Helpman，1990；Hejazi，2001；Makki & Somwaru，2004；Aizenman & Noy，2006；Kleinert & Toubal，2010），也可能两种关系受产品销量（Buckley & Casson，1981）、产品结构（Blonigen，2001）、投资方式（Head & Ries，2001）、母国特征（Egger & Pfaffermayr，2004）、产业类别（Svenson，2004；Liu et al.，2005）等因素影响发生转化。我国的ODI对出口究竟有怎样的作用？东道国的产业结构又会对这种作用产生怎样的影响？这一问题在我国当前面临外部失衡压力和经济转型任务的背景下被凸显出来。

      我国长期以来出口导向型的发展模式积累了超过3万亿美元的外汇储备，通过发展ODI优化外汇储备使用、同时服务于本国经济增长的政策思路引起了学术界和决策层的关注（Cheung & Qian，2009）。ODI一方面通过增加资本账户借方余额稀释了外汇储备，另一方面通过产能转移降低了本国总产出。这两方面作用都受到ODI出口效应的影响：如果ODI促进了出口，那么ODI稀释外汇储备的作用在一定程度上被抵消，同时有助于通过提高净出口拉动本国经济增长；反之，如果ODI替代了出口，那么ODI对外汇储备的稀释作用进一步放大，同时也进一步削弱了本国总产出。我国ODI自2003年以来保持了年均20%左右的快速增长，2012年规模首次跃居世界前三，2014年首次突破千亿美元，与吸引外资规模接近平衡。这说明我国已经由资本输入大国发展成为资本输出大国，也印证了李辉（2007）的预测。与此同时，金融危机后外部市场需求乏力导致我国的出口增速持续下降，ODI与出口比例失调的局面正在发生改变。

      随着我国ODI与出口相对地位的变化，国内对ODI与出口关系的研究正日益成为热点。现有研究普遍支持ODI对出口的创造效应（王英等，2007；项本武，2009；张春萍，2012；张纪凤和黄萍，2013；王方方和扶涛，2013；Dong&Guo，2013）；也有研究认为我国的ODI与出口之间没有显著关系（张如庆，2005；陈石清，2006）。一些更深入的研究发现我国ODI与出口之间的替代或者互补关系并不是固定的，而是受到东道国经济发展状况的影响。普遍的结论是我国对发展中国家的ODI能够促进出口，而对发达国家的ODI则呈现出口替代效应或者对出口的影响不显著（蔡锐和刘泉，2004；綦建红和陈晓丽，2011）。也有研究发现我国向发展中国家的顺梯度ODI能够促进高技术产品出口，有利于我国贸易结构的优化（隋月红和赵振华，2012）。

      有效发挥ODI的跨国资源配置作用，更好地利用东道国在资源、技术、效率等方面的特定比较优势，是我国在当前经济转型背景下通过“走出去”战略为国内经济增长获取新动能的目标所在。但是，关于东道国的比较优势怎样影响我国ODI的出口效应，现有研究尚未做出充分的理论解释，也没有提供过经验证据。解决这一问题的前提是确定比较优势如何衡量。根据国际经济学理论，各国比较优势存在区别的原因是要素禀赋和技术水平不同，这直接反映为产业结构上的差异，而产业结构差异既表现为三次产业及其细分行业在国民经济中的比重不同（徐朝阳，2010；干春晖等，2011），也与出口商品技术结构的差别密切相关（文东伟等，2009）。基于这样的思路，本文给出产业结构差异程度的衡量方法，进而根据理论分析结果，从“中国—东道国”视角实证考察产业结构差异对ODI出口效应的影响。

      本文的主要贡献体现在理论和实证两个层面。在理论层面，提出如果母国与东道国的产业结构差异越大，那么ODI的出口创造效应越强。提出这样的作用机制是基于两方面的论证：一方面，立足于市场寻求、技术寻求、资源寻求、效率寻求这四种ODI的基本类型，提出ODI对出口产生替代效应或创造效应的条件；另一方面，从产业结构高级化和低级化两个方向出发，论证母国与东道国的产业结构差异如何影响ODI的出口效应。综合两方面的分析，得到了统一的结论，为基于宏观数据的经验分析提供了理论基础。在实证层面，通过108个东道国2003年-2011年的面板数据，实证检验产业结构差异对我国ODI出口效应的影响，提供新的经验证据。

      二、理论分析

      （一）ODI作用于出口的一般性机制：基于ODI类型的解释

      以Dunning的国际生产折衷论为基础，综合Buckley et al.（2007）和Ramasamy et al.（2012）的研究，可以按照动机将ODI分为四类：市场寻求型、资源寻求型、技术寻求型和效率寻求型，不同类型ODI对出口的作用机制不尽相同。以满足海外需求为目的市场寻求型ODI有两种可能：如果采取在东道国设立贸易服务机构和构筑国际市场营销网络的办法，则ODI可以促进出口；如果为了绕过贸易壁垒采取在海外直接投产的方式，则当地生产的产品会替代本国同类产品的出口，而且东道国当地企业利用技术扩散仿制该产品会加剧替代效应（Liu et al.，2005）。资源寻求型ODI有利于带动资源开发所需设备的出口，同时母国通过获取外部资源，将会增加此类资源加工品或制成品的出口。技术寻求型ODI可以通过学习效应和竞争效应获得反向技术溢出，提高母国产品的技术含量和出口竞争力。效率寻求型ODI是将本国生产转移到成本更低的国家和地区，一方面减少了相关产品的产能，另一方面通过降低成本和优化资源配置提高了生产率，有助于提高出口竞争力。关于我国ODI的动机已经引起国际学术界的关注。Buckley et al.（2007）从我国的特殊所有权结构出发，通过实证检验证实了我国ODI具有明显的市场寻求动机，并且在发展中国家表现出鲜明的资源寻求动机；Ramasamy et al.（2012）则通过微观企业层面的数据证实了我国ODI的效率寻求和技术寻求动机。

      （二）产业结构高级化的影响机制：基于技术创新产业升级理论的解释

      产业结构高级化是指一国的产业结构重心由第一产业向第二产业和第三产业逐次转移的过程，具体反映为生产要素由劳动密集型的部门逐步转移到资金和技术密集型的部门。技术创新产业升级理论解释了处于产业结构低级阶段的国家向产业结构高级化的国家进行投资的原因（Tolentino，1993）。产业结构高级化的国家依靠大量的研发投入形成了知识和资金上的先行优势，发展中国家对这些国家进行ODI，有利于通过参与高水平国际竞争和“干中学”的过程获得技术的逆向反馈，从而提升本国企业的技术水平和核心竞争力。同时，由于这种直接投资是以技术获取为内在动力的，因此伴随着母国国内的产业结构升级，这将对发展中国家的出口竞争力形成促进作用。由此可见，对于ODI母国来说，在产业结构越趋向于高级化的东道国，越能够发挥ODI对出口的促进作用，这体现了ODI的技术寻求动机。需要指出，产业结构高级化既体现在三次产业结构的变化趋势上，也反映为制造业内部高技术产业的发展程度。例如，德国、日本等发达国家虽然技术领先全球，处于产业结构的高级阶段，但相对于很多发达国家，它们仍保持了相对较高的制造业规模。与发展中的制造业大国的区别在于，这些国家制造业处于产业链的高端，高技术产品所占比重和产品附加值较高。因此，下文在设计产业结构差异程度指标时，既要考虑三次产业的相对比重，又要考虑制造业内部高技术产业的相对规模。

      （三）产业结构低级化的影响机制：基于边际产业扩张论的解释

      边际产业扩张论解释了一国在产业升级的过程中，对产业结构相对于自身更低级的国家进行ODI的原因（小岛清，1987）。ODI应该从本国已经处于或即将处于比较劣势的产业（即边际产业）开始并依次进行。这种类型的ODI体现了效率寻求和资源寻求的动机，即投资应该面向原材料和劳动成本更低的国家，从而获得比国内更高的生产经营效率，使本国的夕阳产业在外部获得新的发展空间。这种转移对母国的出口会产生两种影响：一是生产效率的提升将提高母国产品的技术含量和附加值，有利于提升出口竞争力；二是会减少传统低端产品的出口。从长期看，高附加值产品的出口替代了低端产品的出口，实现了出口产品结构的优化，出口创造效应将大于出口替代效应。由此可见，对于ODI母国来说，在产业结构越趋向于低级化的国家，越能够发挥ODI对出口的促进作用。

      （四）综合分析

      前面对产业结构高级化和低级化两个方向的分析覆盖了技术寻求、效率寻求和资源寻求这三种类型的ODI。对于市场寻求型的ODI，上述结论依然成立。如果东道国与母国的产业结构差别较小，那么两国经济发展阶段和要素禀赋相近，ODI所需的生产资料更容易在当地获取，而不必从母国进口以致付出更高的运输和关税成本，这时跨国公司会倾向于采取当地生产的方式，因此ODI替代了出口。如果东道国与母国的产业结构差异较大，那么两国的经济发展阶段差别较大，ODI所需的生产条件在东道国或许并不具备，而只能以较高的成本从母国进口，这时跨国公司会倾向于将价值链分解，只将销售环节转移到海外，采取在当地设立贸易服务机构或销售网络的方式扩大市场，因此ODI会促进出口。于是，随着产业结构差异程度的提高，市场寻求型ODI对出口的促进作用增强。

      综上，基于四种类型的ODI得到了统一的结论，即东道国与母国的产业结构差异越大，而无论这种差异趋向于哪一极（更高级化或更低级化），都将提升ODI对出口的创造效应。我国目前仍是发展中国家，同时也是处于产业升级进程中的世界最大新兴经济体。截至2015年，我国第一、二、三产业在GDP中所占比重依次为9%、41%、50%，第三产业比重首次超过50%，表明我国正处于由工业化向后工业化过渡的阶段。这一事实意味着从宏观上看，我国的产业结构在世界上处于一种“居中”的位置。于是，东道国产业结构相对于我国有更高级和更低级两个方向，这种鲜明的两极化特征完全符合上文的理论解释，也为检验产业结构差异下ODI对出口作用的理论机制提供了理想的实证环境。

      三、实证研究设计

      （一）变量定义与度量

      1.主变量：ODI、出口与产业结构差异

      本文研究产业结构差异下ODI的出口效应，因此出口是被解释变量，ODI和产业结构差异程度是主要解释变量。用中国对各个东道国的出口总额反映出口状况，记为Export。ODI有流量和存量两类统计数据：流量反映了ODI历年的动态变化，不受历史情况影响，时效性强；存量则反映了ODI的长期历史积累，能够刻画其出口效应的滞后性。鉴于两类数据各有特点，本文在主模型中采用流量数据进行实证，在稳健性检验中用存量数据。

      产业结构有多种衡量标准，为避免单一指标反映信息不完全的问题，本文通过多个指标合成产业结构差异程度变量。三次产业占GDP的比重在宏观层面刻画了一国的产业结构特征，第二和第三产业比重的上升是“工业化”进程，第三产业相对于第二产业比重的上升是“后工业化”进程（徐朝阳，2010；干春晖等，2011）。鉴于此，同时也为了与理论分析保持一致，使用第二、三产业增加值占GDP的比重作为衡量指标，分别记为

、。但是，三次产业是对一国产业结构较为粗略的刻画。为了更细致地反映东道国与中国的产业结构差异，这里增加两个变量：一是制造业占GDP的比重

，将制造业单独从第二产业中剥离出来有利于反映中国作为“世界工厂”的现实国情；二是高技术产业出口总额占工业制成品出口额的比重

，这一指标直接反映了制造业的技术含量，也体现了产业结构与贸易结构密切关联的特征（文东伟等，2009）。对上述四个指标分别计算简单平均值和加权平均值，构建两种形式的产业结构差异程度变量，记为Industry_1和Industry_2：

      

      其中，下标i表示第i个东道国，t表示年份，China表示中国；上标j表示第j个指标；v是采取汪峰等（2006）的办法进行标准化后的数据。

反映了用第j个指标衡量时东道国与中国的产业结构差异程度。式（2）的权重系数

是第j个指标的变异系数（标准差/均值）占四个指标变异系数之和的比重。通过变异系数法确定权重，反映了数据离散程度越大的指标对评价结果影响越大，故赋予的权重也越高的思路，避免了人为主观赋权的随意性。

      2.控制变量

      为了反映影响出口的其他因素，设置以下四个控制变量：

      市场规模：反映东道国现实和潜在的市场需求，市场规模越大则东道国对进口的吸收能力越强，因此越能促进中国对该国的出口。通过GDP反映东道国的市场规模。

      贸易开放度：东道国对国际贸易的开放程度越高，则向该国出口商品所面临的贸易壁垒越小，因此越有利于中国向该国出口。根据贸易开放度的含义，将东道国进出口商品总额占GDP的比重作为代理变量，记为Trade。

      汇率变化：如果东道国货币升值，则该国对进口商品的购买力增强，会促进中国向该国的出口。由于美元是主要的国际结算货币，因此将各国以美元不变价计算的GDP除以用美元现价计算的GDP得到折算因子。由于不同币种对美元汇率的基数不同，因此再分别计算各国历年折算因子相对前一年的比值，从而使不同币种的汇率变化具有可比性，该比值记为Exchange。

      地理距离：根据“引力模型”，两国间地理位置的远近直接决定了出口的运输成本高低，距离越近的国家之间越容易发生国际贸易。但现有研究往往将两国政治或经济中心的空间距离作为代理变量（程惠芳和阮翔，2004；张宏和王建，2009），这对于大国来说并不合适。比如中国与俄罗斯政治中心相距遥远，但这并不影响远东边境地带大量跨境贸易的存在。为此，本文设置虚拟变量Neighbor反映中国与东道国的地理距离：Neighbor=1表示中国与东道国是邻国，Neighbor=0则表示中国与东道国不相邻。①

      （二）计量模型与估计方法

      1.动态计量模型的建立

      在上述变量定义的基础上建立计量模型。首先，为了反映出口的惯性，并避免遗漏变量引起的误差，在解释变量中引入Export的滞后项。其次，为了避免产业结构差异程度变量构建方式不同对结果的影响，分别引入Industry_1和Industry_2。最后，为了反映产业结构差异下ODI对出口的影响，引入产业结构差异程度与ODI的交叉项ODI×Industry_1和ODI×Industry_2。综上，计量模型设定如下：

      

      2.内生性问题及估计方法

      在本文的变量设计中：产业结构反映了东道国的经济发展阶段和比较优势、贸易开放度反映了东道国进出口在经济中的比重、汇率变化反映了东道国货币在外汇市场的短期供求情况、地理距离则是禀赋性因素，这些变量都是由东道国的内在因素决定的，并不受制于中国对该国出口的影响。因此，这些变量在逻辑关系上不会受到被解释变量的反向影响，不存在明显的内生性问题。本文的内生性来源于三方面因素：第一，模型引入了被解释变量的滞后项

，该项极易与回归误差项之间存在相关关系；第二，ODI与出口的作用是双向的，出口会反过来影响ODI（Liu et al.，2005；Buckley et al.，2007；程惠芳和阮翔，2004；张宏和王建，2009）；第三，Export本身构成了东道国净出口的一部分，这会反向决定控制变量GDP。

      采用两步系统GMM方法（two step SYS-GMM）解决内生性问题。在下文的实证研究中，首先通过差分消除非观测的个体效应

，然后将

作为内生解释变量，将这三个内生变量的所有滞后项作为差分方程的工具变量，将它们一阶差分的滞后项作为水平方程的工具变量，通过联立差分方程与水平方程进行参数估计。为了控制经济周期性波动的影响，在回归方程中控制时间虚拟变量。对得到的结果，通过Sargan检验判定工具变量的有效性、通过Arellano-Bond AR检验判定模型误差项的序列相关性。

      3.引入交叉项后对偏效应的剥离

      式（3）—（4）引入交叉项后，ODI对Export的影响被分解为两部分：一部分是直接影响，另一部分是通过交叉项而产生的间接影响。在这种情况下，不能直接根据ODI的系数判断其对出口的影响方向和程度，而是要将ODI对Export的偏效应剥离出来。

      伍德里奇（2003）提出了一个在含有交叉项的模型中估计变量偏效应并检验其有效性的方法。具体做法是：在交叉项中，分别将Industry_1和Industry_2减去各自的样本均值后重新进行回归，这时得到的ODI的回归系数就是排除了交叉项影响后的偏效应。这样处理后，计量模型变为：

      

      （三）样本与数据来源

      本文选取与中国有贸易和ODI往来的108个国家作为东道国样本，这已经涵盖了世界主要的经济体，因此所得结论具有较强的普适性。鉴于我国2003年才开始发布详细的和口径统一的ODI数据，而且我国ODI的起飞也大致始于2003年，因此本文的样本区间为2003-2011年。

      上述变量中Export的数据来自中国2003年-2011年统计年鉴，ODI数据来自商务部公布的2003年-2011年中国对外直接投资统计公报，GDP、Trade、Exchange、Industry_1和Industry_2的基础数据均来自世界银行的World Development Indicators（WDI）数据库。Export、ODI、GDP以美元不变价为单位，其他变量均为比率型或标准化后的数据。

      四、实证结果与稳健性检验

      （一）描述性统计

      表1报告了变量的相关系数矩阵、统计特征和平稳性检验结果，以作为实证研究的基础。

      表1的结果显示，所有解释变量之间的相关系数都在0.4以下，解释变量的方差膨胀因子（VIF）均远远小于10，这说明模型不受共线性问题的干扰。为了避免数据不平稳引起的伪回归，对变量按三种方法进行平稳性检验：LLC、Harris-Tzavalis、Fisher-ADF，全部检验都拒绝了存在面板单位根和数据非平稳的原假设。

      （二）实证结果与分析

      利用SYS-GMM方法对模型（3）—（6）进行回归分析的结果如表2所示。为了增强结论的可靠性，表2设置了六种模型形式进行对照。

      表2的结果表明：所有模型的联合显著性Wald检验都在1%的显著性水平下拒绝了解释变量系数为零的原假设，说明模型在整体上非常显著；Sargan检验表明不能拒绝工具变量为过度识别的原假设（P值均大于0.1），即GMM的工具变量是有效的；残差序列相关性的Arrellano-Bond AR检验表明不存在二阶序列相关（AR（2）的P值均大于0.1），说明原模型的误差项不存在序列相关性，符合SYS-GMM的使用条件。对实证结果的具体分析如下：

      第一，ODI对出口具有显著正向影响。根据表2第（1）、（4）列，在没有引入交叉项时，ODI系数符号为正，并且在1%的水平下显著。引入交叉项后，ODI的系数显著为负，如第（2）、（5）列所示。如前所述，引入交叉项后ODI的系数不能充分反映其对出口的影响，这时还需要从交叉项中剥离ODI的偏效应，如第（3）、（6）列所示。剥离偏效应后，ODI的系数重新恢复到在1%的水平下显著为正。这一结果证实了我国对东道国的ODI具有显著的出口创造效应，这与大多数针对中国的实证研究结论一致（王英等，2007；项本武，2009；张春萍，2012；张纪凤和黄萍，2013；王方方和扶涛，2013）。

      

      第二，产业结构差异对出口具有负向影响。根据表2第（1）—（6）列，无论使用Industry_1还是Industry_2作为代理变量，产业结构差异程度的系数始终为负，并且大多数情况在1%的水平下显著。这种负向影响反映了这样一个事实：如果东道国产业结构过于高级化（技术和资本密集），那么我国的出口产品在该国缺乏竞争力；如果东道国产业结构过于低级化（劳动和资源密集），那么东道国因经济落后难以形成有效购买力。因此，无论东道国在哪个方向上与我国产业结构差异更大，都会成为出口的阻碍因素。这背后的根本原因是产业结构反映了一国的技术水平和经济发展阶段，过大的产业结构差异意味着两国不在同一发展水平上，居民消费的能力、结构和偏好都有很大差别，这增加了出口难度和成本。

      

      第三，ODI与产业结构差异程度的交叉项对出口具有显著正向影响。根据表2第（2）、（3）、（5）、（6）列，无论使用Industry_1还是Industry_2作为代理变量，交叉项系数始终在1%的水平下显著为正。这说明东道国与我国的产业结构差异越大，则ODI的出口创造效应越强。综合前文的理论分析，产生这一结果的可能原因有三：其一，对于市场寻求型ODI，产业结构差异越大，我国企业将越倾向于通过ODI在海外设立贸易服务机构和营销网络，这就带动了产品出口；其二，如果东道国产业结构相对于我国更加高级化，则会促进技术寻求型ODI；其三，如果东道国产业结构相对于我国更加低级化，则会促进效率和资源寻求型ODI。而技术、资源、效率等生产要素的改善都有助于增强我国的出口竞争力。于是，无论东道国的产业结构向着高级和低级哪个方向变化，只要与我国的差异程度越大，则ODI对出口的创造效应越强。以上结果为理论分析提供了经验证据，也是对现有研究的主要贡献。

      第四，从滞后项和控制变量的情况看：

在所有模型设定下都在1%的水平下显著为正，说明出口具有较强的惯性，这也证明了引入滞后项的合理性；所有控制变量系数的符号均符合预期和经济学直觉，即东道国市场需求越大、贸易开放程度越高、货币升值程度越高、与中国相邻，那么对中国出口的促进作用越强。并且所有控制变量的系数都在1%的水平下显著，这说明计量模型控制这些因素是合理而且必要的。

      （三）稳健性检验

      1.变量的稳健性：ODI存量

      前文使用的ODI流量数据具有时效性，能够反映我国ODI近年来急剧变化的特点。但是ODI是立足长远的战略性投资，并且前期投资能逐渐累积，因此ODI的出口效应可能具有滞后性。为了反映这一特点，使用ODI存量数据重新进行实证，以验证结论对于变量选取的稳健性，得到的结果如表3所示。由表3可知，ODI以及交叉项的系数符号与显著性水平与表2完全一致。而产业结构差异程度的系数，除了在Industry_2测度下并且未引入交叉项时显著性提高，其他设定下的结果也与表2完全相同。②

      2.方法的稳健性：Ⅳ-2SLS

      前文使用动态面板数据的SYS-GMM方法对模型进行估计。这里重新对模型进行设定，不考虑出口的惯性，③采用工具变量两阶段最小二乘法（Ⅳ-2SLS）重新估计模型。排除滞后项后，ODI和GDP是内生变量，这时需要寻找至少两个工具变量。合格的工具变量要具备两个条件：一是与模型残差项无关，即具有外生性；二是要与内生变量之间具有相关性。基于这样的考虑，本文选取的两个工具变量是：东道国总人口数和能源总产量（标准油当量）。选取理由是：第一，从外生性的角度来看，这两个变量都是由东道国的自然地理和历史条件决定的，属于外生的禀赋性因素，与误差项无关；第二，从与内生变量的相关性看，这两个变量都是创造GDP的生产要素（劳动力和自然资源），分别吸引着市场寻求和资源寻求型ODI（Buckley et al.，2007；Kolstad & Wiig，2012；Ramasamy et al.，2012）。表4给出了基于ODI流量数据的检验结果。

      

      

      表4的结果显示所有模型设定下Adj-

都在0.9以上，拟合效果很理想。ODI和交叉项的系数符号和显著性水平与前文一致。这说明实证分析做出的主要结论（ODI具有出口创造效应，而且这种创造效应随着东道国与中国产业结构差异程度的提高而增强）是稳健的。产业结构差异程度的符号保持不变，但在（1）-（4）列丧失了显著性。这样的结果没有否定前文的方向性论述，显著性变弱很可能是遗漏滞后项和方法变更的原因。在原方法表2的结果中，滞后项在1%的水平下显著，而这里没有加入滞后项

，有可能导致其他变量的统计显著性被低估或高估。此外，通过计算Shea’s partial

统计量和使用有限信息极大似然法（LIML）进行验证，否定了模型存在弱内生性干扰。④

      3.样本的稳健性：东道国聚类与边际效应比较

      前文是基于全样本的实证分析，这里采用样本分类的思路重新讨论这一问题，以进一步增强结论的可靠性。具体来说，先对样本东道国按照与中国产业结构差异程度的高低分类，然后再比较不同类别中ODI对出口的边际效应，这样就反映了产业结构差异对ODI出口效应的影响。在计量模型式（3）—（4）回归结果的基础上计算ODI对出口的边际效应：

      

      分别将Industry_1和Industry_2的样本均值代入式（7）—（8）可以得到ODI的边际出口效应。利用Ward系统聚类法将108个东道国按照与中国产业结构差异程度的高低分成两类，分别记为H组（差异程度高）和L组（差异程度低），聚类结果如图1所示。

      由图1可知，北美、西欧、澳洲、日本等发达国家的产业结构与中国差异大，而韩国、东南亚、东欧国家与中国产业结构差异小，这与发达国家普遍以服务业为主导，而中韩、东南亚、东欧制造业相对规模较大的经济现实相吻合。同为金砖国家，俄罗斯产业结构与中国更接近，而服务外包和软件产业发达的印度、农业和资源开发在经济中占比较高的巴西及南非则与中国产业结构差异较大。在H组和L组分别用GMM与2SLS两种方法估计模型参数再计算边际效应，结果列于表5—表6，图2直观展示了不同样本下边际效应的差别。

      

      

      

      

      根据表5—表6和图2可以从以下几个方面分析ODI的出口效应。第一，从全样本看，ODI的边际效应在四种模型设定下均为正，这进一步证实了我国对东道国的ODI具有出口创造效应。第二，在四种模型设定下，H组的边际效应均大于L组，这说明随着东道国与我国产业结构差异的扩大，ODI的出口创造效应增强。第三，ODI的出口创造效应在H组更明显和稳健，而在L组出现了边际效应为负值的情况。第四，H组的ODI均值几乎是L组的2倍，这说明ODI主要流向了与我国产业结构差异大的国家，因此H组的特征对全样本的影响更大，这就解释了为什么即使在GMM_Industry_2测度下L组的边际效应为负，在全样本下得到的边际效应却依然为正。综上，样本分类后比较ODI边际出口效应的结果与全样本下得到的结论一致。

      4.东道国按发达国家与发展中国家分组后的比较

      为了检验样本国家的经济发展水平是否影响实证结果，这里按照世界银行的标准将样本分为发达国家与发展中国家两类，对每一类样本，采用SYS-GMM方法，分别用式（5）—（6）进行拟合，得到的回归结果如表7所示。结果表明，主要变量的系数符号与显著性都没有发生变化，因此东道国的经济发展水平差异并不影响前文的实证结论。

      五、结论与启示

      本文揭示了母国与东道国的产业结构差异如何影响ODI对出口的作用，并从“中国—东道国”视角给出了经验证据。在理论层面，基于市场寻求、技术寻求、资源寻求、效率寻求这四种ODI的基本类型，并从产业结构高级化和低级化两个方向出发，论证了随着母国与东道国产业结构差异的扩大，ODI对出口的创造效应增强。在实证层面，利用2003年-2011年108个东道国的面板数据进行了经验分析，结果表明：第一，我国对东道国的ODI具有出口创造效应；第二，产业结构差异对出口具有负向影响；第三，随着东道国与我国产业结构差异程度的提高，ODI对出口的创造效应增强。实证研究结果支持了理论分析得到的结论。

      

      ODI对于我国解决贸易失衡和促进经济增长具有重要意义。一方面，ODI通过资本输出抵消了一部分经常账户的贸易顺差，有利于实现国际收支平衡；另一方面，ODI意味着国内产能的转移，有可能减少本国的投资和就业机会，引起“产业空心化”问题。本文的理论和实证研究结果表明，东道国与母国的产业结构差异会影响ODI的出口效应。差异越大，ODI对出口的促进作用越强，在这种情况下ODI缓解外部失衡的作用在一定程度上被稀释了。但是从长期看，它通过提升净出口水平拉动了GDP，避免了ODI对于母国经济的负面影响，反而有利于实现经济增长和扩大就业的政策目标。ODI的出口创造效应证明了我国可以实现直接投资与出口的共同发展。对东道国聚类分析的结果进一步表明，我国大部分ODI流向了与我国产业结构差异较大的国家，这意味着国内企业通过ODI在东道国寻求资源、技术、效率等方面比较优势的动机较强。因此，这种出口创造效应的背后正是利用外部资源和市场促进本国的产业升级和经济转型，系我国经济发展的长期战略之所在。

      ①由于东盟已经成为一个自由贸易区并且与中国相邻，因此本文将样本中所有的东盟国家都作为中国的邻国处理。

      ②为节约篇幅，本文的所有稳健性检验都只汇报了主要解释变量的回归结果（表3—表7），控制变量的结果和统计量信息没有发生实质性变化，故未列出。

      ③如果对东道国的出口效果不佳，那么母国跨国公司会减少对该国出口，等到积累更多有利条件后再重新扩大出口。这时出口呈不确定的波动状态而并不具有惯性，因此不考虑出口惯性也有其合理性。

      ④Shea's partial

是第一阶段回归中，将外生变量对内生变量与工具变量分别进行回归后，得到的残差进行再次回归得到的拟合优度，它反映了工具变量中内生部分对模型扰动项的影响程度。为了避免对弱内生性排除的不充分，本文同时使用有限信息极大似然法（LIML）进行验证，比较后发现结果没有实质性变化。

      ⑤依据Industry_1聚类的结果大致相同，主要大国没有发生变化，为节约篇幅本文没有给出。

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