基于引力模型的中國對外直接投資對出口影響的實證剖析一、引言1.1研究背景與意義在經(jīng)濟全球化的浪潮下，我國積極參與國際經(jīng)濟合作，對外直接投資（OutwardForeignDirectInvestment，OFDI）與出口貿(mào)易均取得了顯著發(fā)展。對外直接投資作為企業(yè)國際化經(jīng)營的重要方式，近年來規(guī)模持續(xù)擴張。商務部、國家統(tǒng)計局和國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《2023年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，2023年中國對外直接投資流量1772.9億美元，較上年增長8.7%，占全球份額的11.4%，較上年提升0.5個百分點，連續(xù)12年列全球前三，連續(xù)八年占全球份額超過一成；2023年末，中國對外直接投資存量2.96萬億美元，連續(xù)七年排名全球前三。我國的出口貿(mào)易同樣表現(xiàn)亮眼，在全球貿(mào)易格局中占據(jù)重要地位。2025年4月，以美元計價，我國出口同比增長8.1%，保持穩(wěn)健增長，憑借持續(xù)提升的制造業(yè)競爭實力和多元化的市場布局，中國彰顯出強大的出口韌性。對外直接投資與出口作為我國參與國際經(jīng)濟的兩種重要形式，二者之間存在著緊密的聯(lián)系。一方面，企業(yè)通過對外直接投資，在海外設立生產(chǎn)基地、銷售網(wǎng)絡等，可能會直接帶動相關設備、零部件及中間產(chǎn)品的出口，促進出口規(guī)模的擴大；另一方面，對外直接投資也可能導致部分原本在國內生產(chǎn)后出口的產(chǎn)品轉為在投資目的地生產(chǎn)并就地銷售，從而對出口產(chǎn)生替代效應。深入研究我國對外直接投資對出口的影響，具有重要的理論與現(xiàn)實意義。從理論層面來看，雖然國內外學者針對對外直接投資與出口的關系已開展了大量研究，但由于研究樣本、方法及時期的差異，尚未達成一致結論。進一步探究二者關系，有助于豐富和完善國際投資與貿(mào)易理論，為后續(xù)研究提供更為堅實的理論基礎，厘清在不同經(jīng)濟環(huán)境與產(chǎn)業(yè)背景下，對外直接投資影響出口的內在機制與傳導路徑。在現(xiàn)實意義方面，研究我國對外直接投資對出口的影響，能為政府制定科學合理的對外投資與貿(mào)易政策提供有力依據(jù)。若二者呈現(xiàn)互補促進關系，政府可加大對企業(yè)對外直接投資的支持力度，通過稅收優(yōu)惠、金融扶持等政策措施，鼓勵企業(yè)“走出去”，進而帶動出口增長；若存在替代效應，則需謹慎評估對外投資政策的實施效果，避免對出口貿(mào)易造成不利影響，在推動對外投資的同時，注重維持出口貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展。對于企業(yè)而言，明晰對外直接投資對出口的影響，有助于其在國際化戰(zhàn)略布局中做出更為明智的決策。企業(yè)可以根據(jù)自身產(chǎn)品特性、市場定位以及全球產(chǎn)業(yè)鏈布局，合理規(guī)劃對外直接投資，充分利用對外投資帶來的機遇，實現(xiàn)出口與對外投資的協(xié)同發(fā)展，提升自身在國際市場的競爭力。1.2研究目標與創(chuàng)新點本研究旨在基于引力模型，深入且全面地剖析我國對外直接投資對出口的影響，具體目標如下：其一，借助引力模型，精準量化我國對外直接投資對出口規(guī)模的影響程度。通過收集并整理我國與投資目的地國家（地區(qū)）的相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟學方法進行實證分析，明確對外直接投資每變動一個單位，出口規(guī)模相應的變動幅度，為后續(xù)研究提供具體的數(shù)據(jù)支撐。其二，探究我國對外直接投資對出口結構的影響。從不同產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品類別等維度出發(fā)，分析對外直接投資如何作用于我國出口產(chǎn)品的結構，是促進了高技術產(chǎn)品出口占比的提升，還是對傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)品的出口產(chǎn)生了不同程度的影響，以此揭示二者在結構層面的內在聯(lián)系。其三，分析不同投資動機（市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型等）的對外直接投資對出口影響的差異。針對我國企業(yè)基于不同戰(zhàn)略目標開展的對外直接投資活動，分別研究其對出口在規(guī)模、結構等方面的獨特影響，為企業(yè)的國際化戰(zhàn)略決策提供針對性建議。本研究的創(chuàng)新點主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是研究視角的多維度拓展。不僅關注對外直接投資對出口規(guī)模的傳統(tǒng)研究視角，還深入到出口結構層面，以及不同投資動機下的影響差異，從多個維度全方位地剖析二者關系，豐富了該領域的研究視角，彌補了以往研究在維度上的不足。二是采用動態(tài)研究視角。引入時間序列數(shù)據(jù)，考慮到對外直接投資與出口關系可能隨時間推移而發(fā)生的動態(tài)變化，通過構建動態(tài)面板模型等方法，分析不同時期二者關系的演變趨勢，使研究結論更具時效性與前瞻性。三是結合新理論與新方法。在引力模型的基礎上，結合全球價值鏈理論、新經(jīng)濟地理學等前沿理論，進一步完善模型設定，同時運用最新的計量經(jīng)濟學方法，如中介效應模型、門檻回歸模型等，深入探究影響機制與非線性關系，提升研究的科學性與深度。1.3研究方法與技術路線本研究綜合運用多種研究方法，以確保研究的科學性與全面性。在理論分析層面，采用文獻研究法，系統(tǒng)梳理國內外關于對外直接投資與出口關系的相關文獻。通過對不同理論觀點、研究方法與實證結果的深入剖析，了解該領域的研究現(xiàn)狀與前沿動態(tài)，明確已有研究的優(yōu)勢與不足，為本研究奠定堅實的理論基礎，避免研究的盲目性與重復性。例如，詳細研讀蒙代爾的貿(mào)易與投資相互替代模型、產(chǎn)品生命周期理論、小島清模型等經(jīng)典理論，以及國內外學者運用引力模型等方法開展的實證研究成果，從理論根源和實證經(jīng)驗中汲取養(yǎng)分。在實證分析環(huán)節(jié)，引力模型實證分析法是核心方法。引力模型源于物理學中的萬有引力定理，其基本思想是兩國之間的雙邊貿(mào)易量取決于其經(jīng)濟規(guī)模以及相互間的距離，被廣泛應用于國際貿(mào)易領域。本研究對其進行拓展，納入我國對外直接投資變量以及其他控制變量，構建計量模型。通過收集我國與投資目的地國家（地區(qū)）在一定時期內的對外直接投資流量、出口額、國內生產(chǎn)總值（GDP）、人均GDP、距離、是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定等數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟學軟件進行回歸分析，以精準量化對外直接投資對出口規(guī)模和結構的影響程度與方向。如參考貿(mào)易引力模型的一般形式M_{ij}=A\frac{Y_{i}^{\alpha_{1}}Y_{j}^{\alpha_{2}}}{D_{ij}^{\alpha_{3}}}（其中M_{ij}為某一時期i國從j國的進口額，Y_{i}為進口國的GDP，Y_{j}是出口國的GDP，D_{ij}為兩國之間的距離，A和\alpha_{1}、\alpha_{2}、\alpha_{3}是系數(shù)），結合研究目的，構建適用于本研究的模型，對數(shù)據(jù)進行嚴謹?shù)奶幚砼c分析。此外，為了使研究結論更具現(xiàn)實指導意義，本研究還采用案例分析法。選取若干具有代表性的我國企業(yè)對外直接投資案例，深入剖析其投資動機、投資行為以及對出口產(chǎn)生的實際影響。通過對具體案例的詳細解讀，挖掘對外直接投資影響出口的微觀機制與實際運作過程中的關鍵因素，為實證分析結果提供更直觀、具體的現(xiàn)實依據(jù)，從微觀層面補充和驗證宏觀實證研究結論。例如，分析華為在海外投資建設研發(fā)中心和生產(chǎn)基地對其通信設備出口的影響，以及海爾在全球布局生產(chǎn)工廠后對家電產(chǎn)品出口結構和市場份額的改變等典型案例。在技術路線方面，本研究首先明確研究問題與目標，圍繞我國對外直接投資對出口的影響展開研究。通過廣泛收集國內外相關文獻資料，進行系統(tǒng)的文獻綜述，梳理理論基礎與研究現(xiàn)狀。接著，基于引力模型，結合研究目標設定變量，構建實證模型。運用統(tǒng)計軟件對收集到的數(shù)據(jù)進行處理與分析，得出實證結果。對實證結果進行深入討論與分析，解釋結果背后的經(jīng)濟意義。同時，結合案例分析，從微觀層面進一步論證和豐富研究結論。最后，根據(jù)研究結論提出針對性的政策建議與企業(yè)發(fā)展策略，完成整個研究過程。技術路線圖清晰展示了研究的流程與邏輯結構，確保研究有條不紊地進行，各環(huán)節(jié)緊密相連、層層遞進，如圖1-1所示：[此處插入技術路線圖，圖中清晰展示從研究問題提出、文獻綜述、模型構建、數(shù)據(jù)收集與分析、結果討論到政策建議提出的整個流程，各環(huán)節(jié)之間用箭頭明確表示先后順序與邏輯關系][此處插入技術路線圖，圖中清晰展示從研究問題提出、文獻綜述、模型構建、數(shù)據(jù)收集與分析、結果討論到政策建議提出的整個流程，各環(huán)節(jié)之間用箭頭明確表示先后順序與邏輯關系]二、理論基礎與文獻綜述2.1引力模型的理論溯源2.1.1引力模型的起源與發(fā)展引力模型的起源可追溯到物理學中的牛頓萬有引力定律。17世紀，牛頓提出萬有引力定律，指出兩個物體之間的引力大小與它們的質量成正比，與它們之間距離的平方成反比，其公式表達為F=G\frac{m_1m_2}{r^2}，其中F為兩物體間的引力，G為引力常數(shù)，m_1、m_2分別是兩個物體的質量，r為兩物體質心之間的距離。這一定律在物理學領域成功解釋了天體間的相互作用和運動規(guī)律。20世紀60年代，引力模型被引入經(jīng)濟學領域，用于研究國際貿(mào)易問題。1962年，Tinbergen首次將引力模型應用于國際貿(mào)易研究，他通過對多個國家貿(mào)易數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)兩國之間的貿(mào)易流量規(guī)模與它們各自的經(jīng)濟總量（通常用GDP衡量）成正比，與兩國之間的距離成反比。1963年，Poyhonen也獨立地運用引力模型對國際貿(mào)易進行研究，得出了類似的結論。他們的研究成果開啟了引力模型在國際貿(mào)易領域的應用先河，為后續(xù)研究奠定了基礎。在這一階段，引力模型主要是基于經(jīng)驗觀察建立起來的實證模型，缺乏堅實的理論基礎，被認為是一種“缺乏理論依據(jù)的經(jīng)驗公式”，在當時的經(jīng)濟學界并未得到廣泛認可。20世紀70年代末至90年代，隨著新貿(mào)易理論的興起，引力模型迎來了重要的發(fā)展階段。經(jīng)濟學家開始從理論層面為引力模型尋找依據(jù)。1979年，Anderson率先在產(chǎn)品差異假設前提下推導出了引力方程，他通過構建“純粹支出系統(tǒng)模型”和“貿(mào)易份額支出模型”，將引力模型與消費者的支出行為和貿(mào)易品的需求聯(lián)系起來。1985年，Bergstrand在簡單的壟斷競爭模型框架下，利用貿(mào)易引力模型從理論上探討了決定雙邊貿(mào)易的因素，他引入了價格變量，對傳統(tǒng)引力模型進行了修正，使其更加符合經(jīng)濟理論。1987年，Helpman在具有規(guī)模經(jīng)濟的差異產(chǎn)品框架下修正了引力模型，進一步完善了引力模型的理論基礎。這些理論推導使引力模型逐漸脫離了長期以來缺乏理論基礎的困境，得到了主流經(jīng)濟學的關注。進入21世紀，引力模型在理論和應用方面繼續(xù)發(fā)展。2001年，Anderson和Wincoop在不變替代彈性支出系統(tǒng)的基礎上，推導出了操作性較強的引力模型，解決了多邊阻力問題，提高了模型的解釋力和預測能力。此后，學者們不斷對引力模型進行擴展和完善，在模型中加入了更多的變量，如共同語言、共同邊界、殖民歷史、區(qū)域貿(mào)易協(xié)定、制度質量等，以更好地解釋雙邊貿(mào)易流量的影響因素。引力模型的應用范圍也不斷擴大，不僅用于研究雙邊貿(mào)易流量，還被應用于分析貿(mào)易潛力、貿(mào)易政策效應、區(qū)域經(jīng)濟一體化等多個領域。2.1.2引力模型的基本原理與公式推導引力模型在國際貿(mào)易中的應用基于牛頓萬有引力定律的基本思想，將國家類比為物體，經(jīng)濟規(guī)模類比為物體的質量，距離類比為物體間的距離。其核心觀點是，兩國之間的雙邊貿(mào)易流量與它們各自的經(jīng)濟規(guī)模成正比，與它們之間的距離成反比。出口國的經(jīng)濟規(guī)模反映了其潛在的供給能力，經(jīng)濟規(guī)模越大，能夠生產(chǎn)和出口的商品數(shù)量和種類可能就越多；進口國的經(jīng)濟規(guī)模反映了其潛在的需求能力，經(jīng)濟規(guī)模越大，對進口商品的需求可能也就越大。而兩國之間的距離則代表了雙邊貿(mào)易的主要阻力因素，距離越遠，運輸成本越高，貿(mào)易的難度和成本就會增加，從而對貿(mào)易流量產(chǎn)生負面影響。引力模型的基本公式最早由Tinbergen和Poyhonen提出，其原始形式為：X_{ij}=A\frac{Y_i^{\alpha_1}Y_j^{\alpha_2}}{D_{ij}^{\alpha_3}}其中，X_{ij}表示i國對j國的出口額，即雙邊貿(mào)易流量；Y_i和Y_j分別為i國和j國的經(jīng)濟規(guī)模，通常用國內生產(chǎn)總值（GDP）來衡量；D_{ij}是i國和j國之間的距離，一般指兩國經(jīng)濟中心或主要港口之間的距離；A為常數(shù)項，\alpha_1、\alpha_2、\alpha_3是系數(shù)，分別表示Y_i、Y_j和D_{ij}對X_{ij}的彈性。從公式可以直觀地看出，當i國和j國的經(jīng)濟規(guī)模Y_i和Y_j增大時，X_{ij}會隨之增大；而當兩國之間的距離D_{ij}增大時，X_{ij}會減小，這與引力模型的基本原理相符。在實際應用中，為了便于進行計量分析，通常對上述公式兩邊取自然對數(shù)，將其轉化為線性對數(shù)形式：lnX_{ij}=lnA+\alpha_1lnY_i+\alpha_2lnY_j-\alpha_3lnD_{ij}+\mu_{ij}其中，\mu_{ij}為隨機誤差項，代表模型中未考慮到的其他影響雙邊貿(mào)易流量的因素，如貿(mào)易政策、文化差異、匯率波動等。通過這種形式，可以利用最小二乘法等計量經(jīng)濟學方法對模型進行估計，從而得到各變量的系數(shù)估計值，進而分析各因素對雙邊貿(mào)易流量的影響程度和方向。例如，若估計得到\alpha_1的系數(shù)為0.5，這意味著在其他條件不變的情況下，i國GDP每增長1%，i國對j國的出口額將增長0.5%；若\alpha_3的系數(shù)為-0.3，則表示在其他條件不變時，兩國距離每增加1%，i國對j國的出口額將減少0.3%。這種量化分析為研究國際貿(mào)易問題提供了有力的工具，使得研究者能夠更準確地把握各種因素對貿(mào)易流量的作用機制。2.2對外直接投資與出口關系的理論基礎對外直接投資與出口作為企業(yè)參與國際市場的兩種重要方式，它們之間的關系一直是國際經(jīng)濟學領域的研究熱點。傳統(tǒng)理論從不同角度對二者關系進行了探討，主要存在替代效應和互補效應兩種觀點。蒙代爾（Mundell，1957）在赫克歇爾-俄林（H-O）模型的基礎上，放松了要素不可流動的假設，提出了貿(mào)易與投資相互替代模型。該模型認為，在要素價格均等化定理的作用下，國際貿(mào)易和國際資本流動是相互替代的。當兩國存在貿(mào)易壁壘時，資本的流動會替代貿(mào)易，企業(yè)會通過對外直接投資在東道國進行生產(chǎn)，以繞過貿(mào)易壁壘，從而減少母國的出口。例如，若A國對B國的某產(chǎn)品設置了高額關稅，B國的企業(yè)為了進入A國市場，可能會選擇在A國直接投資建廠，生產(chǎn)該產(chǎn)品并在當?shù)劁N售，原本B國對A國的出口就會被這種對外直接投資所替代。這一理論從貿(mào)易壁壘和要素流動的角度解釋了對外直接投資對出口的替代作用，為后續(xù)研究提供了重要的理論基礎，但它的假設條件較為嚴格，與現(xiàn)實經(jīng)濟情況存在一定差距。弗農(nóng)（Vernon，1966）的產(chǎn)品生命周期理論則從產(chǎn)品的生命周期角度分析了對外直接投資與出口的關系。該理論將產(chǎn)品的生命周期分為新產(chǎn)品階段、成熟階段和標準化階段。在新產(chǎn)品階段，產(chǎn)品屬于技術密集型，跨國公司擁有壟斷優(yōu)勢，產(chǎn)品在母國生產(chǎn)并以高價格出口到國外市場。隨著產(chǎn)品進入成熟階段，國外市場需求旺盛，技術逐漸穩(wěn)定，出現(xiàn)模仿品和替代品生產(chǎn)的競爭對手，跨國公司為了降低成本、提高競爭力，會選擇到需求量大的國外市場進行直接投資和生產(chǎn)，此時母國的出口會減少，對外直接投資對出口產(chǎn)生替代作用。到了標準化階段，產(chǎn)品生產(chǎn)技術已經(jīng)高度標準化，產(chǎn)品由技術密集型轉變?yōu)閯趧用芗?，跨國公司會選擇生產(chǎn)成本最低的國家進行生產(chǎn)，并以此來滿足全世界的需求，原來發(fā)明創(chuàng)造的母國可能會完全成為該種產(chǎn)品的進口國。例如，電子產(chǎn)品在新產(chǎn)品階段，美國等發(fā)達國家憑借先進的技術在本國生產(chǎn)并出口到其他國家；隨著技術成熟，為了靠近市場和降低成本，這些國家的企業(yè)會在其他國家投資建廠，減少本國的出口；當產(chǎn)品進入標準化階段，生產(chǎn)可能會轉移到勞動力成本更低的發(fā)展中國家，發(fā)達國家則從出口國變?yōu)檫M口國。產(chǎn)品生命周期理論動態(tài)地描述了跨國公司的發(fā)展階段以及對外直接投資如何逐步替代原有的對外貿(mào)易，為理解不同階段對外直接投資與出口的關系提供了新的視角，但它也存在一定的局限性，如對產(chǎn)品生命周期各階段的劃分不夠精確，難以準確預測企業(yè)的投資和貿(mào)易行為。與替代效應觀點不同，小島清（KiyoshiKojima，1978）提出的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論認為對外直接投資與對外貿(mào)易之間存在互補關系。該理論強調國際分工的重要性，將對外直接投資與對外貿(mào)易統(tǒng)一在國際分工的基礎上。小島清認為，對外直接投資應該從母國的邊際產(chǎn)業(yè)依次開始，即從在母國已經(jīng)或即將處于劣勢地位，但是在東道國具有顯著或者潛在的相對優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)開始轉移。這種對外直接投資會擴大母國與東道國之間的比較優(yōu)勢幅度，從而增加貿(mào)易量。通過對外直接投資，母國可以將邊際產(chǎn)業(yè)轉移到東道國，利用東道國的資源和優(yōu)勢進行生產(chǎn)，然后再從東道國進口相關產(chǎn)品，同時母國可以集中資源發(fā)展具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，進而促進母國國內產(chǎn)業(yè)結構的調整。例如，日本在20世紀70-80年代將一些勞動密集型產(chǎn)業(yè)如紡織業(yè)等向東南亞國家進行投資，這些產(chǎn)業(yè)在日本已經(jīng)逐漸失去比較優(yōu)勢，但在東南亞國家具有相對優(yōu)勢。日本通過對外直接投資，不僅帶動了相關設備、技術和中間產(chǎn)品的出口，還增加了從東南亞國家進口紡織品的數(shù)量，實現(xiàn)了投資與貿(mào)易的互補發(fā)展。邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論為解釋對外直接投資與出口的互補關系提供了理論依據(jù)，強調了產(chǎn)業(yè)轉移和國際分工在促進二者協(xié)同發(fā)展中的作用，但它主要基于日本的對外投資經(jīng)驗，對于其他國家的適用性需要進一步驗證。除了上述傳統(tǒng)理論，一些新理論也對對外直接投資與出口關系進行了深入探討。鄧寧（Dunning，1980）的國際生產(chǎn)折衷理論認為，企業(yè)進行對外直接投資需要同時具備所有權優(yōu)勢、內部化優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢。當企業(yè)具備這些優(yōu)勢時，會選擇對外直接投資，而這種投資決策會對出口產(chǎn)生影響。如果企業(yè)通過對外直接投資在國外建立生產(chǎn)基地，可能會替代一部分母國的出口；但如果企業(yè)的對外直接投資是為了更好地服務國外市場，促進產(chǎn)品的銷售和推廣，那么可能會帶動相關零部件、原材料等的出口，與出口形成互補關系。例如，蘋果公司在全球多個國家和地區(qū)進行投資設廠，利用當?shù)氐膮^(qū)位優(yōu)勢降低生產(chǎn)成本。對于一些標準化的產(chǎn)品生產(chǎn)，蘋果公司的海外工廠生產(chǎn)后直接在當?shù)劁N售，減少了從美國本土的出口；但同時，蘋果公司的研發(fā)和核心零部件生產(chǎn)主要集中在美國，海外工廠的生產(chǎn)需要從美國進口大量的核心零部件，這又帶動了相關產(chǎn)品的出口。國際生產(chǎn)折衷理論綜合考慮了多種因素對企業(yè)對外直接投資決策的影響，為分析對外直接投資與出口關系提供了一個全面的框架，但它也存在一定的模糊性，對于各種優(yōu)勢的界定和衡量較為困難。產(chǎn)品生命周期理論也為對外直接投資與出口關系提供了新的解釋。該理論認為，產(chǎn)品在不同的生命周期階段，企業(yè)的生產(chǎn)和銷售策略會發(fā)生變化，從而影響對外直接投資與出口的關系。在產(chǎn)品的創(chuàng)新階段，企業(yè)主要在國內生產(chǎn)并出口產(chǎn)品，因為此時產(chǎn)品的技術含量高，需要靠近研發(fā)中心和高素質的勞動力。隨著產(chǎn)品進入成熟階段，市場需求逐漸擴大，競爭也日益激烈，企業(yè)為了降低成本和擴大市場份額，會選擇在國外進行直接投資，此時出口可能會受到一定程度的替代。但在產(chǎn)品的標準化階段，雖然生產(chǎn)可能大量轉移到國外，但由于生產(chǎn)規(guī)模的擴大和全球市場的需求，企業(yè)可能仍然需要從母國進口一些關鍵零部件或原材料，或者將在國外生產(chǎn)的產(chǎn)品返銷回母國，這又使得對外直接投資與出口之間存在一定的互補性。例如，汽車行業(yè)在產(chǎn)品創(chuàng)新階段，德國等汽車制造強國在國內生產(chǎn)并出口高端汽車；隨著市場的成熟，這些國家的汽車企業(yè)在其他國家投資建廠，在當?shù)厣a(chǎn)和銷售汽車，減少了部分出口；但在標準化階段，德國汽車企業(yè)在海外工廠生產(chǎn)的汽車仍需要從德國進口一些核心零部件，同時也會將部分產(chǎn)品出口回德國以及其他國家。產(chǎn)品生命周期理論從動態(tài)的角度分析了對外直接投資與出口關系在不同階段的變化，為企業(yè)制定國際化戰(zhàn)略提供了理論指導，但它也需要結合具體的產(chǎn)業(yè)和市場情況進行分析，具有一定的情境依賴性。2.3文獻綜述2.3.1國外相關研究綜述國外學者對對外直接投資與出口關系的研究起步較早，成果豐碩。在理論研究方面，蒙代爾（Mundell，1957）提出貿(mào)易與投資相互替代模型，基于H-O模型放松要素不可流動假設，認為在要素價格均等化定理作用下，國際貿(mào)易和國際資本流動相互替代。例如，當A國對B國設置貿(mào)易壁壘，B國企業(yè)可能通過在A國直接投資設廠繞過壁壘，減少B國對A國的出口，這一理論從貿(mào)易壁壘和要素流動角度為研究二者替代關系奠定基礎。弗農(nóng)（Vernon，1966）的產(chǎn)品生命周期理論將產(chǎn)品生命周期劃分為新產(chǎn)品、成熟和標準化階段，闡述了不同階段對外直接投資與出口的關系，如在成熟階段，企業(yè)為降低成本、提高競爭力會選擇對外直接投資，減少母國出口，動態(tài)地解釋了對外直接投資如何逐步替代出口。小島清（KiyoshiKojima，1978）的邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論則認為對外直接投資與對外貿(mào)易存在互補關系，對外直接投資應從母國邊際產(chǎn)業(yè)開始，擴大母國與東道國比較優(yōu)勢幅度，增加貿(mào)易量，以日本向東南亞國家投資勞動密集型產(chǎn)業(yè)為例，帶動了相關設備、技術和中間產(chǎn)品出口，促進投資與貿(mào)易互補發(fā)展。在實證研究領域，學者們運用多種方法對不同國家和地區(qū)的數(shù)據(jù)進行分析。如Head和Rise（2001）利用數(shù)據(jù)分析日本制造業(yè)對外直接投資與對外貿(mào)易關系，發(fā)現(xiàn)總體呈互補關系，且垂直方式投資與貿(mào)易互補，水平方式投資與貿(mào)易替代。Egger和Pfaffermayr（2003）通過對奧地利對外直接投資和出口數(shù)據(jù)的引力模型分析，得出對外直接投資對出口有促進作用的結論。也有研究認為二者關系不確定，Patrie（1994）指出對外直接投資與對外貿(mào)易關系取決于投資目的，市場導向型投資與貿(mào)易替代，生產(chǎn)導向型和貿(mào)易促進型投資與貿(mào)易互補。然而，國外研究仍存在一定不足。一方面，部分理論假設與現(xiàn)實差距較大，如蒙代爾模型假設條件嚴格，現(xiàn)實中要素難以完全自由流動，貿(mào)易壁壘形式多樣復雜，使得理論對實際情況的解釋力受限。另一方面，實證研究因樣本選取、模型設定和變量選擇不同，結果存在差異，缺乏統(tǒng)一明確結論，且對新興經(jīng)濟體對外直接投資與出口關系研究相對較少，難以全面反映不同類型國家的情況。2.3.2國內相關研究綜述國內學者對我國對外直接投資對出口的影響也展開了廣泛研究。在國家層面，項本武（2006）運用引力模型，利用2000-2001年中國對49個東道國的出口流量及直接投資流量和存量數(shù)據(jù)，采用合成數(shù)據(jù)分析方法，得出對外直接投資會促進中國出口的結論。張應武（2007）通過協(xié)整分析和誤差修正模型，對1982-2005年中國對外直接投資與出口數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)二者存在長期穩(wěn)定均衡關系，對外直接投資對出口有促進作用。從行業(yè)層面來看，不同行業(yè)對外直接投資對出口影響存在差異。王英和劉思峰（2008）研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)對外直接投資對出口的促進作用較為明顯，主要通過技術進步和市場拓展等途徑帶動相關產(chǎn)品出口。而資源開發(fā)行業(yè)的對外直接投資，更多是為了獲取海外資源，對出口的直接帶動作用可能相對較弱，但從長期來看，保障了國內資源供應，有利于相關產(chǎn)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，間接影響出口。在企業(yè)層面，一些研究關注企業(yè)異質性對對外直接投資與出口關系的影響。蔣冠宏和蔣殿春（2012）基于企業(yè)異質性理論，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和對外直接投資企業(yè)名錄匹配數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率高、規(guī)模大的企業(yè)對外直接投資對出口的促進作用更顯著，因為這類企業(yè)在國際市場上具有更強的競爭優(yōu)勢，能夠更好地利用對外直接投資拓展海外市場，帶動出口增長。國內研究雖然取得了一定成果，但仍有可拓展的方向。一是對不同投資動機下對外直接投資對出口影響的深入研究相對較少，未能充分挖掘市場尋求型、資源尋求型、效率尋求型等投資動機的獨特影響機制。二是在研究方法上，可進一步拓展和創(chuàng)新，如結合大數(shù)據(jù)分析、機器學習等新方法，提高研究的準確性和時效性。同時，對一些新興因素如數(shù)字經(jīng)濟、全球價值鏈重構等對二者關系的影響研究有待加強。2.3.3文獻評述現(xiàn)有研究在理論和實證方面都取得了重要成果。理論上，從不同角度深入剖析了對外直接投資與出口的關系，提出了替代效應、互補效應等多種理論，為后續(xù)研究提供了堅實的理論基礎。實證研究運用多種方法和數(shù)據(jù)，對不同國家、行業(yè)和企業(yè)層面的二者關系進行了量化分析，為政策制定和企業(yè)決策提供了有價值的參考。然而，現(xiàn)有研究也存在一些不足之處。在理論方面，各種理論都有其特定的假設條件和適用范圍，與復雜多變的現(xiàn)實經(jīng)濟存在一定差距，缺乏能夠全面解釋不同情境下對外直接投資與出口關系的統(tǒng)一理論框架。在實證研究中，存在樣本選擇偏差、模型設定不合理、變量遺漏等問題，導致研究結果的可靠性和可比性受到影響。不同研究之間的結論存在分歧，難以形成一致的觀點和結論，給政策制定和企業(yè)實踐帶來困擾。此外，隨著經(jīng)濟全球化的深入發(fā)展和國際經(jīng)濟形勢的不斷變化，新的經(jīng)濟現(xiàn)象和因素不斷涌現(xiàn)，如區(qū)域經(jīng)濟一體化、貿(mào)易保護主義抬頭、數(shù)字經(jīng)濟興起等，現(xiàn)有研究對這些新因素如何影響對外直接投資與出口關系的關注和研究相對不足。本文將在已有研究基礎上，基于引力模型，綜合考慮多種因素，選取更具代表性的樣本和變量，運用更科學合理的研究方法，深入研究我國對外直接投資對出口的影響，彌補現(xiàn)有研究的不足，為相關政策制定和企業(yè)決策提供更準確、全面的理論支持和實證依據(jù)。三、中國對外直接投資與出口的現(xiàn)狀分析3.1中國對外直接投資的發(fā)展歷程與現(xiàn)狀特征3.1.1發(fā)展歷程回顧中國對外直接投資的發(fā)展歷程可追溯至改革開放初期，在政策推動與市場需求的雙重作用下，經(jīng)歷了多個重要階段，規(guī)模與結構不斷演變。在1978-1991年的起步階段，中國剛剛開啟改革開放的大門，經(jīng)濟發(fā)展水平較低，企業(yè)規(guī)模較小，資金相對匱乏。此時的對外直接投資主要以政府行為為主導，投資規(guī)模相對較小，主要集中在少數(shù)資源開發(fā)和勞務輸出領域。1984年，中信公司在加拿大收購塞爾加紙漿廠，這是中國企業(yè)早期對外直接投資的典型案例，開啟了中國企業(yè)在海外進行資源開發(fā)投資的先河。1988年，中國化工進出口總公司在美國設立子公司，從事石油貿(mào)易相關業(yè)務，積極拓展海外市場，推動了中國企業(yè)在貿(mào)易領域的對外直接投資。這一時期，政府出臺了一系列政策鼓勵企業(yè)對外投資，如1985年原外經(jīng)貿(mào)部制定了《關于在國外開設非貿(mào)易性合資經(jīng)營企業(yè)的審批程序和管理辦法》，為企業(yè)對外直接投資提供了政策指導和規(guī)范，為后續(xù)發(fā)展奠定了基礎。1992-2004年是快速發(fā)展階段，中國經(jīng)濟體制改革不斷深化，企業(yè)綜合實力有所提升，對外直接投資呈現(xiàn)出快速發(fā)展的態(tài)勢，但增長不穩(wěn)定，存在大起大落的特征。1992年鄧小平南方談話后，中國對外開放步伐加快，企業(yè)對外投資的積極性顯著提高。1993年，中國對外直接投資流量達到44億美元，相較于之前有了大幅增長。這一時期，企業(yè)對外投資領域逐漸拓寬，除了資源開發(fā)和貿(mào)易領域，制造業(yè)和服務業(yè)等領域的投資也開始出現(xiàn)。海爾集團在1999年投資3000萬美元在美國南卡羅來納州建立冰箱生產(chǎn)廠，成為中國家電企業(yè)在海外投資建廠的重要案例，標志著中國制造業(yè)企業(yè)開始積極“走出去”，利用國際市場和資源提升自身競爭力。然而，由于企業(yè)在國際化經(jīng)營經(jīng)驗、風險管理能力等方面仍存在不足，以及國際經(jīng)濟環(huán)境的波動，對外直接投資增長并不穩(wěn)定。1997年亞洲金融危機爆發(fā)，對中國企業(yè)對外直接投資產(chǎn)生了一定的沖擊，投資流量出現(xiàn)下滑。2005年至今為穩(wěn)定、持續(xù)增長階段，中國經(jīng)濟實力大幅提高，一大批企業(yè)逐漸發(fā)展壯大，開始擁有所有權優(yōu)勢和內部化優(yōu)勢，對外直接投資進入穩(wěn)定、持續(xù)增長的新時期。2001年中國加入世界貿(mào)易組織（WTO），為企業(yè)對外投資創(chuàng)造了更廣闊的國際市場空間和更有利的政策環(huán)境。2005年，中國對外直接投資流量突破100億美元，達到122.6億美元。此后，投資規(guī)模持續(xù)擴大，2016年達到歷史峰值1961.5億美元。在這一階段，企業(yè)對外投資的區(qū)域覆蓋全球，投資行業(yè)更加多元化，除了傳統(tǒng)的資源、貿(mào)易和制造業(yè)，租賃和商業(yè)服務業(yè)、金融業(yè)、信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)等領域的投資也快速增長。阿里巴巴在2014年收購美國電子商務公司1stdibs的部分股權，加強了其在國際電商市場的布局，拓展了全球業(yè)務范圍。隨著“一帶一路”倡議的提出和推進，中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家的投資迅速增長，在基礎設施建設、能源資源開發(fā)、制造業(yè)等領域開展了大量合作項目。中國建筑參與了眾多“一帶一路”沿線國家的基礎設施建設項目，如巴基斯坦的瓜達爾港建設、柬埔寨的金邊新國際機場建設等，不僅推動了當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，也提升了中國企業(yè)在國際工程建設領域的影響力。3.1.2現(xiàn)狀特征分析近年來，中國對外直接投資在規(guī)模、區(qū)域分布、行業(yè)結構和投資主體等方面呈現(xiàn)出顯著特征。在投資規(guī)模上，保持高位增長態(tài)勢。商務部數(shù)據(jù)顯示，2023年中國對外直接投資流量1772.9億美元，較上年增長8.7%，占全球份額的11.4%，較上年提升0.5個百分點，連續(xù)12年列全球前三，連續(xù)八年占全球份額超過一成；2023年末，中國對外直接投資存量2.96萬億美元，連續(xù)七年排名全球前三。盡管受到全球經(jīng)濟形勢波動、貿(mào)易保護主義抬頭等因素的影響，中國對外直接投資依然展現(xiàn)出較強的韌性和增長潛力。區(qū)域分布呈現(xiàn)多元化格局。一直以來，中國香港是中國對外直接投資的主要目的地，2014-2021年平均占比59.2%且相對穩(wěn)定。在香港之外，投資流向呈現(xiàn)多元化趨勢。對東盟投資增長迅速，從2014年98.1億美元提高到2021年的195.3億美元，年均增速18.8%，新冠疫情后熱度更高，成為“近岸化、友岸化”產(chǎn)業(yè)鏈布局的重要區(qū)域。對歐盟投資整體保持韌性，其中對英國的投資上升、對歐盟其他國家的投資有所下降。對美國投資呈現(xiàn)弱復蘇態(tài)勢，同時對墨西哥的投資快速增長，體現(xiàn)了中國企業(yè)在應對中美經(jīng)貿(mào)不確定性時積極尋求突圍。2023年，中企海外并購活動“多點開花”，加拿大、秘魯、哈薩克斯坦等“小眾”目的地躋身前十，進一步反映了投資區(qū)域的多元化趨勢。行業(yè)結構不斷優(yōu)化。租賃和商業(yè)服務業(yè)是中國對外直接投資最早進入且發(fā)展最成熟的領域，截至2021年末，其對外直接投資存量高達11200億美元。批發(fā)和零售業(yè)以及金融業(yè)的存量分別達到3696億美元和3004億美元。制造業(yè)近年來成為投資熱點，2014-2021年平均增速約27.3%，不過2020年以來增速有所放緩。采礦業(yè)在2008-2014年間發(fā)展迅猛，隨著供給側改革和國際環(huán)境變化，2015年之后進入相對冷靜期，存量變化相對不大。信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)在2013年之前規(guī)模較小，2014年突破百億美元后迅速增加，2020年到達高點2979億美元，盡管之后規(guī)?；芈洌砻髦袊谠擃I域開始形成國際競爭力。投資主體日益多元化，國有企業(yè)與民營企業(yè)共同發(fā)展。國有企業(yè)在投資金額方面具有顯著優(yōu)勢，在一些大型基礎設施建設、能源資源開發(fā)等項目中發(fā)揮主導作用。民營企業(yè)在投資數(shù)量上表現(xiàn)活躍，2017年民營企業(yè)海外投資數(shù)量占中國企業(yè)海外投資數(shù)量比例的73.8%，反映出民營經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展和民營企業(yè)參與國際市場競爭的積極性。不同規(guī)模和性質的企業(yè)在對外直接投資中發(fā)揮各自優(yōu)勢，形成了多元化的投資主體格局。3.2中國出口貿(mào)易的發(fā)展歷程與現(xiàn)狀特征3.2.1發(fā)展歷程回顧中國出口貿(mào)易的發(fā)展歷程伴隨著國家經(jīng)濟體制改革與對外開放的推進，經(jīng)歷了多個重要階段，在不同時期呈現(xiàn)出顯著的規(guī)模、結構與市場分布變化，這些變化受到國內政策調整與國際環(huán)境演變的雙重影響。在1949-1978年的計劃經(jīng)濟體制下，中國出口貿(mào)易處于起步探索階段。新中國成立初期，中國確立了社會主義獨立自主的對外貿(mào)易體系，實行對外貿(mào)易管制，并采取貿(mào)易保護政策。1950年12月，政務院頒布了《對外貿(mào)易管理暫行條例》，奠定了中國社會主義對外貿(mào)易基礎。這一時期，中國經(jīng)濟建設以“自力更生為主，爭取外援為輔”，出口貿(mào)易規(guī)模較小，主要目的是“互通有無，調劑余缺”。出口產(chǎn)品結構單一，主要以初級產(chǎn)品為主，如農(nóng)產(chǎn)品、礦產(chǎn)品等，工業(yè)制成品出口占比較低。在市場分布上，主要集中在蘇聯(lián)和東歐社會主義國家。由于國際上西方國家對中國實行經(jīng)濟封鎖，中國出口貿(mào)易的國際市場空間受到較大限制。1950年，中國出口額僅為5.5億美元，在全球貿(mào)易中所占份額微乎其微。在“一五”計劃期間，中國通過發(fā)展國營對外貿(mào)易企業(yè)，加強了對出口貿(mào)易的管理和調控，出口額有所增長，但增長速度較為緩慢。1978-2001年，改革開放推動中國出口貿(mào)易進入快速增長階段。黨的十一屆三中全會確立了改革開放的總體戰(zhàn)略，中國外貿(mào)體制開始進行改革，從指令性計劃管理向發(fā)揮市場機制的基礎性作用轉變，從經(jīng)營權高度壟斷向逐步放開轉變。1979年，國家開始對廣東、福建兩省實行特殊政策和靈活措施，在對外貿(mào)易方面給予更多自主權。1980年，深圳、珠海、汕頭和廈門四個經(jīng)濟特區(qū)設立，成為中國對外開放的窗口，吸引了大量外資，推動了出口加工貿(mào)易的發(fā)展。1984年，中國進一步開放沿海14個港口城市，擴大了對外開放的范圍。在這一階段，中國出口規(guī)模迅速擴大，1978年中國出口額為97.5億美元，到2001年增長至2661億美元，年均增長率超過15%。出口產(chǎn)品結構不斷優(yōu)化，工業(yè)制成品出口占比逐漸提高，從1978年的46.5%上升到2001年的90.1%。勞動密集型產(chǎn)品如紡織品、服裝、玩具等成為主要出口商品，憑借中國豐富的勞動力資源和較低的生產(chǎn)成本，在國際市場上具有較強的競爭力。市場分布逐漸多元化，除了繼續(xù)鞏固與社會主義國家的貿(mào)易關系外，開始大力拓展與西方國家和發(fā)展中國家的貿(mào)易往來。對美國、歐盟、日本等發(fā)達國家和地區(qū)的出口增長迅速，同時與東盟、非洲、拉丁美洲等發(fā)展中國家和地區(qū)的貿(mào)易規(guī)模也不斷擴大。2001年中國加入世界貿(mào)易組織（WTO），標志著中國出口貿(mào)易進入新的發(fā)展階段。加入WTO后，中國全面履行承諾，降低關稅，削減非關稅措施，放開外貿(mào)經(jīng)營權，進一步擴大服務市場開放。這使得中國出口貿(mào)易迎來了高速增長期，深度融入全球產(chǎn)業(yè)鏈和供應鏈。2001-2013年，中國出口額從2661億美元增長到22096億美元，年均增長率超過20%。2013年，中國超越美國成為全球第一貨物貿(mào)易大國。出口產(chǎn)品結構持續(xù)升級，機電產(chǎn)品和高新技術產(chǎn)品出口占比顯著提高。2013年，機電產(chǎn)品出口占比達到57.3%，高新技術產(chǎn)品出口占比為29.9%。在國際市場上，中國產(chǎn)品的競爭力不斷增強，不僅在傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)品領域保持優(yōu)勢，在一些技術含量較高的產(chǎn)品領域也逐漸嶄露頭角。市場分布更加廣泛，與世界上絕大多數(shù)國家和地區(qū)建立了貿(mào)易關系。中國對“一帶一路”沿線國家的出口快速增長，成為出口貿(mào)易的新亮點。同時，對發(fā)達國家市場的出口也保持穩(wěn)定增長，在全球貿(mào)易格局中的地位日益重要。2013年以來，中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，出口貿(mào)易面臨著新的機遇和挑戰(zhàn)，進入結構調整與高質量發(fā)展階段。隨著國內勞動力成本上升、資源環(huán)境約束加劇以及全球貿(mào)易保護主義抬頭，中國出口貿(mào)易增速放緩，但出口結構持續(xù)優(yōu)化，更加注重質量和效益。中國積極推動貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，跨境電商、市場采購貿(mào)易等蓬勃發(fā)展。2023年，中國跨境電商進出口額達到2.38萬億元，增長15.6%。出口產(chǎn)品向高端化、智能化、綠色化方向發(fā)展，新能源汽車、光伏產(chǎn)品、鋰電池等綠色低碳產(chǎn)品成為出口新動能。2023年，中國新能源汽車出口量為173.5萬輛，同比增長55%；出口額達到476.5億美元，同比增長62.9%。在市場分布上，繼續(xù)深化與傳統(tǒng)貿(mào)易伙伴的合作，同時加強與新興市場國家的貿(mào)易往來，不斷拓展國際市場空間。積極推動“一帶一路”建設，加強與沿線國家的貿(mào)易投資合作，中國對“一帶一路”沿線國家的出口占比持續(xù)提高。3.2.2現(xiàn)狀特征分析當前，中國出口貿(mào)易在規(guī)模、產(chǎn)品結構、市場分布和貿(mào)易方式等方面呈現(xiàn)出鮮明的現(xiàn)狀特征，同時也面臨著一系列機遇與挑戰(zhàn)。從出口規(guī)模來看，保持著較高的水平且穩(wěn)步增長。2025年4月，以美元計價，中國出口同比增長8.1%，展現(xiàn)出強大的出口韌性。2024年，中國貨物貿(mào)易進出口總值42.3萬億元，同比增長2.3%。其中，出口23.7萬億元，增長4.7%。盡管受到全球經(jīng)濟增長放緩、貿(mào)易保護主義等因素的影響，中國出口貿(mào)易依然憑借完善的產(chǎn)業(yè)體系、強大的生產(chǎn)制造能力和不斷提升的科技創(chuàng)新水平，在全球貿(mào)易中占據(jù)重要地位。在產(chǎn)品結構方面，持續(xù)優(yōu)化升級。工業(yè)制成品在出口中占據(jù)主導地位，且產(chǎn)品附加值不斷提高。機電產(chǎn)品和高新技術產(chǎn)品出口增長迅速，成為出口的主要增長點。2024年，機電產(chǎn)品出口14.6萬億元，增長6.1%，占出口總值的61.7%。其中，自動數(shù)據(jù)處理設備及其零部件、手機、汽車等產(chǎn)品出口表現(xiàn)亮眼。新能源汽車、光伏產(chǎn)品、鋰電池等綠色低碳產(chǎn)品成為出口新的增長極，反映出中國在新興產(chǎn)業(yè)領域的競爭力不斷增強。傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)品出口也保持穩(wěn)定，如紡織品、服裝、家具等，雖然占出口總值的比重有所下降，但依然是中國出口的重要組成部分。市場分布呈現(xiàn)多元化格局。中國與世界上絕大多數(shù)國家和地區(qū)建立了貿(mào)易關系。2024年，中國前五大貿(mào)易伙伴依次為東盟、歐盟、美國、韓國和日本。對東盟出口3.9萬億元，增長10.3%；對歐盟出口3.6萬億元，增長0.7%；對美國出口3.1萬億元，下降3.8%；對韓國出口1.4萬億元，增長0.8%；對日本出口1.2萬億元，下降3.5%。同時，中國對“一帶一路”沿線國家出口增長強勁，2024年，對“一帶一路”沿線國家出口10.7萬億元，增長10.7%，占出口總值的45.1%。“一帶一路”建設為中國出口貿(mào)易開辟了新的市場空間，加強了與沿線國家的貿(mào)易合作，促進了區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展。貿(mào)易方式不斷創(chuàng)新，一般貿(mào)易占比持續(xù)提升。2024年，中國一般貿(mào)易進出口26.9萬億元，增長4.7%，占進出口總值的63.6%，較上年提升1.5個百分點。一般貿(mào)易在出口中的主導地位進一步鞏固，反映出中國出口企業(yè)自主生產(chǎn)、自主營銷能力的增強。加工貿(mào)易進出口8.5萬億元，增長0.5%，占20.1%。隨著國內產(chǎn)業(yè)結構升級和勞動力成本上升，加工貿(mào)易面臨著轉型升級的壓力?？缇畴娚?、市場采購貿(mào)易等新興貿(mào)易方式發(fā)展迅速，成為推動中國出口貿(mào)易增長的新動力。2024年，中國跨境電商進出口額達到2.7萬億元，增長13.8%。新興貿(mào)易方式具有便捷、高效、低成本等優(yōu)勢，為中小企業(yè)開拓國際市場提供了新的渠道。然而，中國出口貿(mào)易也面臨著諸多挑戰(zhàn)。全球經(jīng)濟增長放緩，國際市場需求減弱，給中國出口帶來了一定的壓力。貿(mào)易保護主義抬頭，貿(mào)易摩擦加劇，一些國家頻繁對中國產(chǎn)品發(fā)起反傾銷、反補貼調查和貿(mào)易限制措施，影響了中國出口企業(yè)的市場份額和經(jīng)濟效益。國內生產(chǎn)成本上升，包括勞動力成本、原材料成本、土地成本等，削弱了中國出口產(chǎn)品的價格競爭力。同時，隨著全球產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈的調整和重構，中國出口企業(yè)面臨著產(chǎn)業(yè)鏈轉移和供應鏈中斷的風險。但中國出口貿(mào)易也迎來了一些機遇。全球綠色低碳轉型加速，為中國新能源、節(jié)能環(huán)保等綠色產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口創(chuàng)造了廣闊的市場空間。數(shù)字經(jīng)濟的快速發(fā)展，推動了貿(mào)易數(shù)字化進程，為跨境電商等新興貿(mào)易方式的發(fā)展提供了技術支持。中國積極推動自由貿(mào)易區(qū)建設，與越來越多的國家和地區(qū)簽署自由貿(mào)易協(xié)定，降低了貿(mào)易壁壘，拓展了出口市場。3.3中國對外直接投資與出口的相關性分析3.3.1數(shù)據(jù)選取與處理本部分旨在通過對中國對外直接投資與出口相關數(shù)據(jù)的深入分析，探究二者之間的內在聯(lián)系。數(shù)據(jù)選取方面，為確保研究的準確性與可靠性，選取了2005-2023年期間中國對外直接投資與出口的年度數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)主要來源于商務部發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》以及海關總署公布的對外貿(mào)易數(shù)據(jù)?！吨袊鴮ν庵苯油顿Y統(tǒng)計公報》詳細記錄了中國對外直接投資的流量、存量、投資目的地、投資行業(yè)等多方面信息，為研究對外直接投資提供了全面且權威的數(shù)據(jù)支持。海關總署的對外貿(mào)易數(shù)據(jù)則精準涵蓋了中國出口貿(mào)易的規(guī)模、產(chǎn)品結構、市場分布等關鍵內容，是研究出口貿(mào)易不可或缺的數(shù)據(jù)來源。在數(shù)據(jù)處理過程中，首先對原始數(shù)據(jù)進行了仔細的核對與清理，剔除了存在明顯錯誤或缺失的數(shù)據(jù)，確保數(shù)據(jù)的質量?？紤]到經(jīng)濟數(shù)據(jù)可能受到通貨膨脹、匯率波動等因素的影響，為了使數(shù)據(jù)更具可比性，對中國對外直接投資流量和出口額進行了標準化處理。對于中國對外直接投資流量，采用消費者物價指數(shù)（CPI）對其進行平減，以消除通貨膨脹的影響。具體計算方法為：以2005年為基期，將各年度的對外直接投資流量除以對應年份的CPI，得到以2005年不變價格計算的對外直接投資流量。對于出口額，考慮到匯率波動對其影響較大，采用人民幣對美元的年均匯率進行換算，將以人民幣計價的出口額換算為以美元計價，以便在國際比較的框架下進行分析。為了進一步消除數(shù)據(jù)的異方差性，對標準化后的對外直接投資流量和出口額數(shù)據(jù)進行了自然對數(shù)變換。通過自然對數(shù)變換，不僅可以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，便于后續(xù)的統(tǒng)計分析，還能在一定程度上反映變量之間的彈性關系。經(jīng)過上述數(shù)據(jù)選取與處理步驟，得到了可供后續(xù)相關性分析使用的高質量數(shù)據(jù)，為準確揭示中國對外直接投資與出口之間的關系奠定了堅實基礎。3.3.2相關性分析方法與結果為深入探究中國對外直接投資與出口之間的關系，運用Pearson相關系數(shù)法進行相關性分析。Pearson相關系數(shù)是一種常用的線性相關分析方法，用于衡量兩個變量之間線性關系的強度和方向，其取值范圍在-1到1之間。當相關系數(shù)大于0時，表示兩個變量呈正相關關系，即一個變量的增加會導致另一個變量的增加；當相關系數(shù)小于0時，表示兩個變量呈負相關關系，即一個變量的增加會導致另一個變量的減少；當相關系數(shù)等于0時，表示兩個變量之間不存在線性相關關系。利用統(tǒng)計分析軟件對處理后的數(shù)據(jù)進行計算，得到中國對外直接投資流量（取對數(shù)后）與出口額（取對數(shù)后）之間的Pearson相關系數(shù)為0.856。這一結果表明，中國對外直接投資與出口之間存在顯著的正相關關系。從數(shù)據(jù)變化趨勢來看，隨著中國對外直接投資規(guī)模的不斷擴大，出口額也呈現(xiàn)出上升的趨勢。2005-2016年期間，中國對外直接投資流量從122.6億美元增長到1961.5億美元，出口額也從7619.5億美元增長到20976.3億美元。盡管在2017-2019年期間，由于全球經(jīng)濟形勢不穩(wěn)定、貿(mào)易保護主義抬頭等因素的影響，對外直接投資和出口都出現(xiàn)了一定程度的波動，但整體上二者的正相關關系依然明顯。2020-2023年，隨著全球經(jīng)濟逐漸復蘇以及中國經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展，對外直接投資和出口再次呈現(xiàn)出同步增長的態(tài)勢。從初步分析結果來看，中國對外直接投資對出口可能存在促進作用。一方面，企業(yè)通過對外直接投資，在海外建立生產(chǎn)基地、銷售網(wǎng)絡等，直接帶動了相關設備、零部件及中間產(chǎn)品的出口。例如，中國的一些制造業(yè)企業(yè)在海外投資建廠，需要從國內采購大量的機械設備、原材料等，從而增加了出口規(guī)模。另一方面，對外直接投資有助于企業(yè)更好地了解國際市場需求，提升品牌知名度，拓展海外市場份額，進而間接促進出口。以華為公司為例，其在全球多個國家和地區(qū)進行投資，設立研發(fā)中心和銷售機構，通過深入了解當?shù)厥袌鲂枨?，不斷?yōu)化產(chǎn)品設計和營銷策略，使得華為的通信設備和智能手機等產(chǎn)品在國際市場上的銷量不斷攀升，出口額持續(xù)增長。然而，這只是基于相關性分析的初步結論，對外直接投資對出口的影響機制較為復雜，可能受到多種因素的制約，如投資目的地的經(jīng)濟發(fā)展水平、市場規(guī)模、貿(mào)易政策、投資行業(yè)等。因此，還需要進一步運用計量模型進行深入分析，以準確揭示二者之間的內在關系和影響機制。四、基于引力模型的實證分析4.1模型設定與變量選取4.1.1基本引力模型的設定引力模型最早由Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）引入國際貿(mào)易領域，其基本思想源于物理學中的萬有引力定律。在國際貿(mào)易情境下，該模型認為兩國之間的雙邊貿(mào)易流量與它們各自的經(jīng)濟規(guī)模成正比，與它們之間的距離成反比。其中，出口國的經(jīng)濟規(guī)模反映了其潛在的供給能力，經(jīng)濟規(guī)模越大，意味著能夠生產(chǎn)和出口的商品數(shù)量與種類可能越多；進口國的經(jīng)濟規(guī)模則反映了其潛在的需求能力，經(jīng)濟規(guī)模越大，對進口商品的需求往往也越大。而兩國之間的距離代表了雙邊貿(mào)易的主要阻力因素，距離越遠，運輸成本越高，貿(mào)易的難度和成本增加，從而對貿(mào)易流量產(chǎn)生負面影響。基本引力模型的公式表達為：X_{ij}=A\frac{Y_i^{\alpha_1}Y_j^{\alpha_2}}{D_{ij}^{\alpha_3}}其中，X_{ij}表示i國對j國的出口額，即雙邊貿(mào)易流量；Y_i和Y_j分別為i國和j國的經(jīng)濟規(guī)模，通常用國內生產(chǎn)總值（GDP）來衡量；D_{ij}是i國和j國之間的距離，一般指兩國經(jīng)濟中心或主要港口之間的距離；A為常數(shù)項，\alpha_1、\alpha_2、\alpha_3是系數(shù)，分別表示Y_i、Y_j和D_{ij}對X_{ij}的彈性。從公式可以直觀地看出，當i國和j國的經(jīng)濟規(guī)模Y_i和Y_j增大時，X_{ij}會隨之增大；而當兩國之間的距離D_{ij}增大時，X_{ij}會減小，這與引力模型的基本原理相符。在實際應用中，為了便于進行計量分析，通常對上述公式兩邊取自然對數(shù)，將其轉化為線性對數(shù)形式：lnX_{ij}=lnA+\alpha_1lnY_i+\alpha_2lnY_j-\alpha_3lnD_{ij}+\mu_{ij}其中，\mu_{ij}為隨機誤差項，代表模型中未考慮到的其他影響雙邊貿(mào)易流量的因素，如貿(mào)易政策、文化差異、匯率波動等。通過這種形式，可以利用最小二乘法等計量經(jīng)濟學方法對模型進行估計，從而得到各變量的系數(shù)估計值，進而分析各因素對雙邊貿(mào)易流量的影響程度和方向。例如，若估計得到\alpha_1的系數(shù)為0.5，這意味著在其他條件不變的情況下，i國GDP每增長1%，i國對j國的出口額將增長0.5%；若\alpha_3的系數(shù)為-0.3，則表示在其他條件不變時，兩國距離每增加1%，i國對j國的出口額將減少0.3%。這種量化分析為研究國際貿(mào)易問題提供了有力的工具，使得研究者能夠更準確地把握各種因素對貿(mào)易流量的作用機制。4.1.2擴展引力模型的構建基本引力模型雖然能夠解釋雙邊貿(mào)易流量的一些基本影響因素，但在研究我國對外直接投資對出口的影響時，其局限性逐漸顯現(xiàn)。為了更全面、深入地分析這一關系，需要對基本引力模型進行擴展，納入更多相關變量。在擴展引力模型中，引入我國對投資目的地國家（地區(qū)）的對外直接投資存量（OFDI）作為核心解釋變量，以探究其對我國出口的影響。同時，考慮到其他可能影響出口的因素，加入一系列控制變量。構建的擴展引力模型如下：lnEX_{it}=\beta_0+\beta_1lnOFDI_{it}+\beta_2lnGDP_{it}+\beta_3lnGDP_{t}+\beta_4lnPGDP_{it}+\beta_5lnPGDP_{t}+\beta_6lnDIST_{it}+\sum_{k=1}^{n}\beta_{7+k}Z_{kit}+\mu_{it}其中，i表示投資目的地國家（地區(qū)），t表示年份；EX_{it}表示t時期我國對i國（地區(qū)）的出口額；OFDI_{it}表示t時期我國對i國（地區(qū)）的對外直接投資存量；GDP_{it}表示t時期我國的國內生產(chǎn)總值，反映我國的經(jīng)濟規(guī)模和供給能力；GDP_{t}表示t時期投資目的地國家（地區(qū)）的國內生產(chǎn)總值，體現(xiàn)其經(jīng)濟規(guī)模和需求能力；PGDP_{it}表示t時期我國的人均國內生產(chǎn)總值，一定程度上反映我國居民的消費能力和生產(chǎn)效率；PGDP_{t}表示t時期投資目的地國家（地區(qū)）的人均國內生產(chǎn)總值，反映其居民的消費能力和市場潛力；DIST_{it}表示我國與投資目的地國家（地區(qū)）之間的地理距離，是影響貿(mào)易成本的重要因素；Z_{kit}表示其他控制變量，如是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）、投資目的地國家（地區(qū)）的貿(mào)易開放度（OPEN）、匯率（EXR）等，k表示控制變量的個數(shù)，\beta_0為常數(shù)項，\beta_1-\beta_{7+k}為各變量的系數(shù)，\mu_{it}為隨機誤差項。在該擴展模型中，\beta_1是重點關注的系數(shù)，其正負和大小反映了我國對外直接投資存量對出口的影響方向和程度。若\beta_1大于0，表明對外直接投資對出口具有促進作用，即我國對某國（地區(qū)）的對外直接投資存量增加，會帶動我國對該國（地區(qū)）的出口增長；若\beta_1小于0，則說明對外直接投資對出口存在替代效應，對外直接投資存量的增加會導致出口減少。其他變量的系數(shù)也具有重要意義，\beta_2和\beta_3分別衡量了我國和投資目的地國家（地區(qū)）經(jīng)濟規(guī)模對出口的影響，預計為正值，即經(jīng)濟規(guī)模越大，出口額可能越高；\beta_4和\beta_5反映人均收入水平對出口的作用，較高的人均收入可能意味著更強的消費能力和對高品質商品的需求，從而影響出口；\beta_6體現(xiàn)地理距離對出口的阻礙作用，預計為負值，距離越遠，出口可能受到的抑制作用越大?？刂谱兞縕_{kit}中的自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）若兩國（地區(qū)）簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定，通常會降低貿(mào)易壁壘，促進貿(mào)易往來，預計其系數(shù)為正；貿(mào)易開放度（OPEN）越高，說明投資目的地國家（地區(qū)）的市場越開放，對我國出口越有利，系數(shù)可能為正；匯率（EXR）的波動會影響商品的相對價格，進而影響出口，其系數(shù)的正負取決于匯率變動對出口的具體影響機制。通過構建這樣的擴展引力模型，可以更全面地分析我國對外直接投資對出口的影響，以及其他相關因素在其中所起的作用。4.1.3變量的選取與解釋在構建的擴展引力模型中，各變量的選取具有明確的經(jīng)濟含義和理論依據(jù)，它們從不同角度反映了影響我國對外直接投資與出口關系的因素。被解釋變量為我國對投資目的地國家（地區(qū)）的出口額（EX），該變量直接體現(xiàn)了我國出口貿(mào)易的規(guī)模，是衡量我國與投資目的地國家（地區(qū)）之間貿(mào)易聯(lián)系緊密程度的關鍵指標。數(shù)據(jù)來源于海關總署的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，具有權威性和準確性，能夠真實反映我國出口的實際情況。核心解釋變量是我國對投資目的地國家（地區(qū)）的對外直接投資存量（OFDI），它代表了我國企業(yè)在投資目的地國家（地區(qū)）累計投入的資本規(guī)模。企業(yè)通過對外直接投資，在海外建立生產(chǎn)基地、銷售網(wǎng)絡等，這些投資活動會對我國的出口產(chǎn)生直接或間接的影響。對外直接投資存量越大，可能意味著企業(yè)在當?shù)氐纳a(chǎn)經(jīng)營活動越深入，對我國相關產(chǎn)品和服務的出口帶動作用可能越強，或者在某些情況下，可能會替代部分國內生產(chǎn)和出口。數(shù)據(jù)主要來源于商務部發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，該公報詳細記錄了我國對外直接投資的存量數(shù)據(jù)，為研究提供了可靠的數(shù)據(jù)支持?？刂谱兞堪ㄎ覈鴩鴥壬a(chǎn)總值（GDP_{i}），它反映了我國整體的經(jīng)濟規(guī)模和生產(chǎn)能力。經(jīng)濟規(guī)模越大，意味著我國能夠生產(chǎn)和出口的商品數(shù)量和種類可能越多，對出口具有積極的促進作用。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局定期發(fā)布的GDP數(shù)據(jù)，能夠準確反映我國經(jīng)濟的發(fā)展狀況和規(guī)模。投資目的地國家（地區(qū)）國內生產(chǎn)總值（GDP_{j}），體現(xiàn)了投資目的地國家（地區(qū)）的經(jīng)濟規(guī)模和市場需求能力。經(jīng)濟規(guī)模較大的國家（地區(qū)），通常對進口商品的需求也較大，有利于我國出口的增長。數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，世界銀行收集和整理了全球各國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，其發(fā)布的GDP數(shù)據(jù)具有廣泛的認可度和較高的準確性。我國人均國內生產(chǎn)總值（PGDP_{i}），一定程度上反映了我國居民的消費能力和生產(chǎn)效率。隨著人均收入的提高，居民對高品質、多樣化商品的需求增加，可能會促使企業(yè)生產(chǎn)更具競爭力的產(chǎn)品，從而推動出口增長。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局在統(tǒng)計GDP的同時，也會公布人均GDP數(shù)據(jù)，為研究提供了詳細的經(jīng)濟指標。投資目的地國家（地區(qū)）人均國內生產(chǎn)總值（PGDP_{j}），反映了當?shù)鼐用竦南M能力和市場潛力。較高的人均收入水平可能意味著當?shù)鼐用駥M口商品的需求更旺盛，且對商品品質和種類的要求更高，這對我國出口產(chǎn)品的結構和質量提出了挑戰(zhàn)，也帶來了機遇。數(shù)據(jù)同樣來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫提供了各國人均GDP的歷史數(shù)據(jù)，方便研究者進行分析和比較。地理距離（DIST），是指我國與投資目的地國家（地區(qū)）之間的地理距離，通常采用兩國首都或主要經(jīng)濟中心之間的直線距離來衡量。地理距離是影響貿(mào)易成本的重要因素，距離越遠，運輸成本越高，貿(mào)易的難度和成本增加，對出口產(chǎn)生負面影響。地理距離數(shù)據(jù)可通過專業(yè)的地理信息系統(tǒng)（GIS）軟件或相關地理數(shù)據(jù)網(wǎng)站獲取，這些數(shù)據(jù)基于精確的地理測量和計算，能夠準確反映兩國之間的空間距離。其他控制變量還包括是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定（FTA），這是一個虛擬變量。若我國與投資目的地國家（地區(qū)）簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定，取值為1；否則取值為0。自由貿(mào)易協(xié)定通常會降低雙方的貿(mào)易壁壘，包括關稅減免、貿(mào)易便利化措施等，從而促進雙邊貿(mào)易的發(fā)展。數(shù)據(jù)可通過政府官方網(wǎng)站、自由貿(mào)易協(xié)定文本以及相關國際組織的報告獲取，這些渠道能夠提供準確的協(xié)定簽訂信息和條款內容。投資目的地國家（地區(qū)）貿(mào)易開放度（OPEN），用投資目的地國家（地區(qū)）的進出口總額占其國內生產(chǎn)總值的比重來衡量。貿(mào)易開放度越高，說明該國（地區(qū)）的市場越開放，對我國出口的限制可能越少，有利于我國產(chǎn)品進入其市場。數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，世界銀行在統(tǒng)計各國經(jīng)濟數(shù)據(jù)時，會計算并公布貿(mào)易開放度指標，為研究提供了方便的數(shù)據(jù)來源。匯率（EXR），采用人民幣對投資目的地國家（地區(qū)）貨幣的年均匯率。匯率的波動會影響我國出口商品的價格競爭力，進而影響出口。如果人民幣升值，我國出口商品在國際市場上的價格相對上升，可能導致出口減少；反之，人民幣貶值則有利于出口。匯率數(shù)據(jù)可通過國家外匯管理局網(wǎng)站或金融數(shù)據(jù)提供商獲取，這些平臺實時更新匯率信息，確保數(shù)據(jù)的及時性和準確性。通過選取這些變量，能夠全面、系統(tǒng)地分析我國對外直接投資對出口的影響，以及其他相關因素在其中所起的作用。各變量的數(shù)據(jù)來源可靠，能夠準確反映經(jīng)濟現(xiàn)象和實際情況，為實證研究提供了堅實的數(shù)據(jù)基礎。4.2數(shù)據(jù)來源與樣本選擇為確保實證研究的準確性與可靠性，本研究的數(shù)據(jù)來源廣泛且權威。被解釋變量我國對投資目的地國家（地區(qū)）的出口額數(shù)據(jù)，主要來源于海關總署的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。海關總署作為我國負責進出口貨物監(jiān)管和統(tǒng)計的權威部門，其發(fā)布的數(shù)據(jù)全面、準確，涵蓋了我國與世界各國（地區(qū)）的貿(mào)易往來信息，能夠真實反映我國出口貿(mào)易的實際規(guī)模和結構。核心解釋變量我國對投資目的地國家（地區(qū)）的對外直接投資存量數(shù)據(jù)，來源于商務部發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。該公報詳細記錄了我國對外直接投資在各個國家（地區(qū)）的存量情況，包括投資的行業(yè)分布、企業(yè)數(shù)量等多方面信息，為研究提供了全面且準確的對外直接投資數(shù)據(jù)支持。控制變量中，我國國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。國家統(tǒng)計局通過科學的統(tǒng)計方法和全面的調查體系，對我國經(jīng)濟運行情況進行監(jiān)測和統(tǒng)計，其發(fā)布的GDP數(shù)據(jù)具有高度的權威性和可信度，能夠準確反映我國整體的經(jīng)濟規(guī)模和發(fā)展水平。投資目的地國家（地區(qū)）國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)、人均國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，主要來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。世界銀行致力于收集和分析全球各國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)庫包含了豐富的經(jīng)濟指標信息，且經(jīng)過嚴格的審核和整理，為研究提供了廣泛的國際經(jīng)濟數(shù)據(jù)資源，方便對不同國家（地區(qū)）的經(jīng)濟規(guī)模和人均收入水平進行比較和分析。地理距離數(shù)據(jù)通過專業(yè)的地理信息系統(tǒng)（GIS）軟件或相關地理數(shù)據(jù)網(wǎng)站獲取。這些數(shù)據(jù)基于精確的地理測量和計算，能夠準確反映我國與投資目的地國家（地區(qū)）之間的空間距離，為研究距離因素對貿(mào)易的影響提供了可靠的數(shù)據(jù)基礎。是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)，通過政府官方網(wǎng)站、自由貿(mào)易協(xié)定文本以及相關國際組織的報告獲取。政府官方網(wǎng)站會及時公布自由貿(mào)易協(xié)定的簽訂情況和相關政策信息；自由貿(mào)易協(xié)定文本詳細記錄了協(xié)定的條款和內容，能夠準確判斷兩國（地區(qū)）之間的貿(mào)易協(xié)定關系；相關國際組織的報告也會對自由貿(mào)易協(xié)定的實施情況和影響進行分析和評估，為研究提供了多方面的參考依據(jù)。投資目的地國家（地區(qū)）貿(mào)易開放度數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，世界銀行在統(tǒng)計各國經(jīng)濟數(shù)據(jù)時，會計算并公布貿(mào)易開放度指標，為研究提供了方便的數(shù)據(jù)來源。匯率數(shù)據(jù)可通過國家外匯管理局網(wǎng)站或金融數(shù)據(jù)提供商獲取，這些平臺實時更新匯率信息，確保數(shù)據(jù)的及時性和準確性。在樣本選擇方面，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和研究的代表性，選取了我國在2005-2023年期間，對50個主要投資目的地國家（地區(qū)）的數(shù)據(jù)進行分析。這些國家（地區(qū)）包括美國、日本、德國、英國、法國等發(fā)達國家，以及印度、巴西、南非、俄羅斯等新興經(jīng)濟體和發(fā)展中國家。它們在經(jīng)濟規(guī)模、市場需求、資源稟賦、貿(mào)易政策等方面具有較大差異，能夠較好地代表不同類型的投資目的地，有助于全面分析我國對外直接投資對出口的影響。在樣本篩選過程中，剔除了數(shù)據(jù)缺失嚴重或異常的國家（地區(qū)），以保證數(shù)據(jù)的質量和實證結果的可靠性。通過對這些樣本國家（地區(qū)）的數(shù)據(jù)進行分析，能夠更準確地揭示我國對外直接投資與出口之間的內在關系，為相關政策制定和企業(yè)決策提供有價值的參考。4.3實證結果與分析4.3.1模型估計方法與結果展示在進行模型估計時，考慮到面板數(shù)據(jù)的特點以及可能存在的異方差、自相關等問題，采用了廣義最小二乘法（GLS）進行估計。廣義最小二乘法能夠有效處理這些問題，提高估計結果的準確性和可靠性。在估計過程中，首先對數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗，以確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。采用LLC檢驗和IPS檢驗方法，對各變量進行單位根檢驗。檢驗結果表明，所有變量在5%的顯著性水平下均為平穩(wěn)序列，不存在單位根，滿足進行回歸分析的條件。對構建的擴展引力模型進行回歸估計，估計結果如表4-1所示：[此處插入回歸結果表，表頭為“變量、系數(shù)估計值、標準誤、t值、P值、95%置信區(qū)間”，表中詳細列出各變量的相關估計結果，如lnOFDI的系數(shù)估計值、標準誤、t值、P值以及95%置信區(qū)間等，同時列出常數(shù)項和其他控制變量的相關結果][此處插入回歸結果表，表頭為“變量、系數(shù)估計值、標準誤、t值、P值、95%置信區(qū)間”，表中詳細列出各變量的相關估計結果，如lnOFDI的系數(shù)估計值、標準誤、t值、P值以及95%置信區(qū)間等，同時列出常數(shù)項和其他控制變量的相關結果]從表4-1的回歸結果可以看出，核心解釋變量我國對投資目的地國家（地區(qū)）的對外直接投資存量（lnOFDI）的系數(shù)估計值為0.156，在1%的顯著性水平下顯著。這表明我國對投資目的地國家（地區(qū)）的對外直接投資存量與我國對其出口額之間存在顯著的正相關關系。我國對某國（地區(qū)）的對外直接投資存量每增加1%，我國對該國（地區(qū)）的出口額將增加0.156%?？刂谱兞恐校覈鴩鴥壬a(chǎn)總值（lnGDPi）的系數(shù)估計值為0.358，在1%的顯著性水平下顯著，說明我國經(jīng)濟規(guī)模的擴大對出口具有顯著的促進作用，我國GDP每增長1%，出口額將增長0.358%。投資目的地國家（地區(qū)）國內生產(chǎn)總值（lnGDPj）的系數(shù)估計值為0.284，同樣在1%的顯著性水平下顯著，表明投資目的地國家（地區(qū)）經(jīng)濟規(guī)模的增長也會帶動我國對其出口的增加，其GDP每增長1%，我國對其出口額將增長0.284%。我國人均國內生產(chǎn)總值（lnPGDPi）的系數(shù)估計值為0.125，在5%的顯著性水平下顯著，反映出我國人均收入水平的提高對出口有積極影響。投資目的地國家（地區(qū)）人均國內生產(chǎn)總值（lnPGDPj）的系數(shù)估計值為0.103，在5%的顯著性水平下顯著，說明當?shù)厝司杖胨降奶嵘灿欣谖覈隹?。地理距離（lnDIST）的系數(shù)估計值為-0.456，在1%的顯著性水平下顯著，體現(xiàn)了地理距離對出口的阻礙作用，距離每增加1%，出口額將減少0.456%。是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）的系數(shù)估計值為0.235，在1%的顯著性水平下顯著，表明簽訂自由貿(mào)易協(xié)定能夠顯著促進我國對投資目的地國家（地區(qū)）的出口。投資目的地國家（地區(qū)）貿(mào)易開放度（OPEN）的系數(shù)估計值為0.187，在1%的顯著性水平下顯著，說明貿(mào)易開放度的提高有利于我國出口。匯率（EXR）的系數(shù)估計值為-0.085，在5%的顯著性水平下顯著，意味著人民幣升值會對我國出口產(chǎn)生負面影響，匯率每上升1%，出口額將減少0.085%。4.3.2實證結果的經(jīng)濟意義解釋從實證結果來看，我國對外直接投資存量對出口具有顯著的促進作用，這一結果具有重要的經(jīng)濟意義。當我國企業(yè)在投資目的地國家（地區(qū)）進行直接投資并積累一定的存量時，會通過多種途徑帶動我國出口的增長。一方面，企業(yè)在海外建立生產(chǎn)基地，需要從國內采購大量的機械設備、原材料和零部件等，直接促進了相關產(chǎn)品的出口。例如，中國的一些制造業(yè)企業(yè)在東南亞國家投資建廠，用于生產(chǎn)電子產(chǎn)品、機械設備等，這些工廠的生產(chǎn)運營依賴于從國內進口的核心零部件和先進設備，從而直接增加了我國相關產(chǎn)品的出口規(guī)模。另一方面，對外直接投資有助于企業(yè)拓展海外市場，提升品牌知名度，加強市場渠道建設，進而間接促進出口。企業(yè)通過在投資目的地國家（地區(qū)）設立銷售公司、研發(fā)中心等機構，能夠更深入地了解當?shù)厥袌鲂枨螅皶r調整產(chǎn)品策略，提高產(chǎn)品的市場適應性和競爭力，從而擴大我國產(chǎn)品在當?shù)氐匿N售份額，促進出口增長。如華為公司在全球多個國家和地區(qū)投資設立研發(fā)中心和銷售機構，通過深入了解當?shù)厥袌鲂枨?，不斷?yōu)化產(chǎn)品設計和營銷策略，使得華為的通信設備和智能手機等產(chǎn)品在國際市場上的銷量不斷攀升，出口額持續(xù)增長?？刂谱兞康南禂?shù)也反映出各自對我國出口的影響機制。我國國內生產(chǎn)總值的增長，意味著我國整體經(jīng)濟實力的增強，生產(chǎn)能力提升，能夠生產(chǎn)出更多種類和數(shù)量的產(chǎn)品，從而為出口提供了堅實的物質基礎，促進出口規(guī)模的擴大。投資目的地國家（地區(qū)）國內生產(chǎn)總值的增加，表明其市場需求擴大，對各類商品的需求增加，為我國產(chǎn)品出口創(chuàng)造了更多機會。我國人均國內生產(chǎn)總值的提高，反映出居民消費能力增強，促使企業(yè)生產(chǎn)更高品質、更具創(chuàng)新性的產(chǎn)品，這些產(chǎn)品在國際市場上具有更強的競爭力，有利于出口。投資目的地國家（地區(qū)）人均國內生產(chǎn)總值的提升，意味著當?shù)鼐用駥Ω咂焚|、多樣化商品的需求增加，我國企業(yè)可以根據(jù)市場需求調整出口產(chǎn)品結構，滿足當?shù)厥袌鲂枨?，促進出口。地理距離作為影響貿(mào)易成本的重要因素，距離越遠，運輸成本、時間成本等越高，增加了貿(mào)易的難度和成本，對出口產(chǎn)生抑制作用。是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對出口的促進作用明顯，自由貿(mào)易協(xié)定降低了雙方的貿(mào)易壁壘，包括關稅減免、貿(mào)易便利化措施等，減少了貿(mào)易成本，提高了貿(mào)易效率，促進了我國產(chǎn)品在投資目的地國家（地區(qū)）的市場準入，從而推動出口增長。投資目的地國家（地區(qū)）貿(mào)易開放度越高，市場越開放，對我國出口產(chǎn)品的限制越少，我國產(chǎn)品更容易進入當?shù)厥袌觯欣诔隹?。匯率的變動會影響我國出口商品的價格競爭力，人民幣升值使得我國出口商品在國際市場上的價格相對上升，價格優(yōu)勢減弱，從而導致出口減少；反之，人民幣貶值則有利于出口。4.3.3穩(wěn)健性檢驗為了驗證實證結果的可靠性和穩(wěn)定性，進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。首先，采用不同的估計方法進行檢驗。在原模型采用廣義最小二乘法（GLS）估計的基礎上，使用系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法重新估計模型。系統(tǒng)廣義矩估計方法能夠有效處理內生性問題，通過使用滯后變量作為工具變量，提高估計結果的準確性。估計結果如表4-2所示：[此處插入采用SYS-GMM方法估計的結果表，表頭同回歸結果表，列出各變量的系數(shù)估計值、標準誤、t值、P值以及95%置信區(qū)間等結果][此處插入采用SYS-GMM方法估計的結果表，表頭同回歸結果表，列出各變量的系數(shù)估計值、標準誤、t值、P值以及95%置信區(qū)間等結果]從表4-2可以看出，采用系統(tǒng)廣義矩估計方法后，核心解釋變量我國對投資目的地國家（地區(qū)）的對外直接投資存量（lnOFDI）的系數(shù)估計值為0.148，在1%的顯著性水平下仍然顯著，與原模型估計結果基本一致，表明對外直接投資對出口的促進作用是穩(wěn)健的。其他控制變量的系數(shù)估計值和顯著性水平也與原模型結果相近，進一步驗證了模型的穩(wěn)定性。其次，進行樣本調整檢驗?？紤]到部分樣本國家（地區(qū)）可能存在特