《OFDI對(duì)于能源進(jìn)口貿(mào)易的影響實(shí)證研究》11000字

OFDI對(duì)于能源進(jìn)口貿(mào)易的影響實(shí)證研究目錄TOC\o"1-2"\h\u19072摘要 1194031引言 2249492能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)的相關(guān)理論 2243872.1OFDI的貿(mào)易效應(yīng)代表性理論梳理 2182152.2關(guān)于進(jìn)口貿(mào)易的理論機(jī)制：反向進(jìn)口效應(yīng)和進(jìn)口轉(zhuǎn)移效應(yīng) 3211232.3能源層面：關(guān)于能源OFDI對(duì)能源貿(mào)易效應(yīng)的研究 5293152.4總結(jié) 6273183基礎(chǔ)模型：空間計(jì)量模型 7241223.1空間自相關(guān)指數(shù)：Moran'sI和Geary'sC 73303.2空間權(quán)重矩陣：二進(jìn)制鄰接矩陣和反距離矩陣 7106123.3空間計(jì)量模型：空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型 87769Y=ρWY+Xβ+θWX+alη+ε 8212944實(shí)證分析：討論OFDI對(duì)于能源進(jìn)口貿(mào)易的效用 999964.1模型設(shè)定 934694.2數(shù)據(jù) 10184744.2.1變量的選取和解釋 10206414.2.2數(shù)據(jù)處理說(shuō)明 11226004.3實(shí)證結(jié)果及解釋 1154105結(jié)論與政策建議 20摘要能源是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)不可或缺的物質(zhì)基礎(chǔ)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的穩(wěn)定發(fā)展離不開有力的能源保障。我國(guó)已成為全球最大的能源消耗國(guó)，消費(fèi)數(shù)量巨大，但背后自我供應(yīng)尚且不足，對(duì)外依存較強(qiáng)，能源結(jié)構(gòu)需要優(yōu)化，能源進(jìn)口和能源安全的重要性不言而喻。本文意在研究“一帶一路”背景下中國(guó)能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口的影響效應(yīng)，為中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家能源合作提供參考。本文選取2007—2020年中國(guó)能源OFDI與能源進(jìn)口的面板數(shù)據(jù)，在引力模型的基礎(chǔ)上，選用空間杜賓模型進(jìn)行實(shí)證分析，研究“一帶一路”的政策背景下中國(guó)能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口的作用。實(shí)證結(jié)果表明，中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口整體作用是促進(jìn)的，但分類來(lái)看既存在替代效應(yīng)又存在互補(bǔ)效應(yīng)，取決于該國(guó)是市場(chǎng)型國(guó)家還是資源型國(guó)家，以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異。針對(duì)初步實(shí)證研究的結(jié)果，本文從投資管理體制和能源市場(chǎng)生產(chǎn)消費(fèi)關(guān)系兩個(gè)角度提出了可能的解釋，并結(jié)合結(jié)論提出了相關(guān)的建議。關(guān)鍵詞：能源OFDI；能源進(jìn)口；貿(mào)易效應(yīng)；引力模型；空間杜賓模型1引言能源是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的不可或缺的物質(zhì)基礎(chǔ),我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的平穩(wěn)發(fā)展離不開強(qiáng)勁的能源保證。中國(guó)已經(jīng)成為了世界上最大的能源消耗大國(guó),雖然消費(fèi)總量龐大,但背后卻自我供給能力不足,對(duì)外依存度較高,能源結(jié)構(gòu)也亟待進(jìn)一步優(yōu)化,因此能源進(jìn)口和能源安全的重要性不言而喻。隨著“一帶一路”倡議的推進(jìn)，我國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家通過(guò)能源OFDI方式建立了能源勘探、能源開發(fā)等多種能源合作關(guān)系，能源問(wèn)題愈發(fā)成為經(jīng)濟(jì)關(guān)注的焦點(diǎn)。本文意在判斷和研究“一帶一路”背景下中國(guó)能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口的影響是貿(mào)易促進(jìn)還是貿(mào)易替代，并進(jìn)行不同情況下的分類討論，從而為中國(guó)企業(yè)進(jìn)行“一帶一路”能源合作活動(dòng)提供可能的參考。關(guān)于本文潛在的創(chuàng)新點(diǎn)，我認(rèn)為是對(duì)研究的對(duì)象和模型的構(gòu)建上進(jìn)行了拓展。一方面是基于傳統(tǒng)FDI和OFDI理論，將研究對(duì)象拓展到能源領(lǐng)域，提高了研究和結(jié)論建議的針對(duì)性；另一方面在傳統(tǒng)的引力模型基礎(chǔ)上，參考學(xué)者研究，引入新的變量，并且通過(guò)空間自相關(guān)檢驗(yàn)、構(gòu)建了0-1鄰接矩陣和反距離矩陣兩種不同的空間權(quán)重矩陣，引入空間計(jì)量模型。第2部分將整理傳統(tǒng)的FDI理論，以及發(fā)展出的OFDI理論，參考相關(guān)的實(shí)證研究文獻(xiàn)并且拓展到能源領(lǐng)域，進(jìn)行簡(jiǎn)要的總結(jié)評(píng)述；第3部分提供了本文采用的基礎(chǔ)計(jì)量模型——空間計(jì)量模型；第4部分說(shuō)明了變量和基于一帶一路沿線國(guó)家面板數(shù)據(jù)，進(jìn)行基本實(shí)證分析、異質(zhì)性和穩(wěn)健性分析；第5部分給出結(jié)論和政策建議。2能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)的相關(guān)理論2.1OFDI的貿(mào)易效應(yīng)代表性理論梳理能源OFDI的相關(guān)研究建立在FDI理論的基礎(chǔ)之上，研究之前，有必要對(duì)主流的理論進(jìn)行一些整理。FDI是指包括所有權(quán)和控制權(quán)的資本流動(dòng)。關(guān)于FDI和OFDI，學(xué)者的討論集中于產(chǎn)生貿(mào)易替代效應(yīng)還是貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)這個(gè)問(wèn)題上。Mundell.R.A(1957)是第一個(gè)提出外商直接投資與國(guó)際貿(mào)易之間存在著替代關(guān)系的人。他使用以兩個(gè)國(guó)家、兩種產(chǎn)品和兩種生產(chǎn)要素為基礎(chǔ)的標(biāo)準(zhǔn)國(guó)際貿(mào)易模型，以完全競(jìng)爭(zhēng)而不考慮運(yùn)輸成本、規(guī)模報(bào)酬不變和生產(chǎn)要素自由流動(dòng)為基礎(chǔ)，研究了貿(mào)易和投資替代的兩個(gè)極端，即禁止性投資如何刺激貿(mào)易和禁止性貿(mào)易如何刺激投資。他的研究表明，一種商品可以通過(guò)貿(mào)易或投資進(jìn)入其他國(guó)家的市場(chǎng)，投資是貿(mào)易壁壘的結(jié)果，投資被認(rèn)為是貿(mào)易的替代品。當(dāng)兩國(guó)的資源稟賦和技術(shù)水平相似時(shí)，這種替代效應(yīng)尤其明顯。Veno(1966)提出的產(chǎn)品周期理論將比較優(yōu)勢(shì)原理從國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域擴(kuò)展到比較分析，從而將比較優(yōu)勢(shì)研究的研究從靜態(tài)擴(kuò)展到動(dòng)態(tài)，從流通領(lǐng)域擴(kuò)展到生產(chǎn)領(lǐng)域。小島清(1977)提出了一種FDI與國(guó)際貿(mào)易互補(bǔ)效應(yīng)的小島清模型。他認(rèn)為，早期的國(guó)際直接投資理論忽視了國(guó)際分工的原則，而他在自己的模型中，用國(guó)際分工統(tǒng)一了對(duì)外貿(mào)易和對(duì)外直接投資，得出兩者互補(bǔ)效應(yīng)的結(jié)論。他指出，對(duì)外直接不僅是資本的流動(dòng)，而且是資本、技術(shù)、經(jīng)營(yíng)管理技能等的總體性轉(zhuǎn)移。其研究表明，F(xiàn)DI可在投資母國(guó)和東道國(guó)之間創(chuàng)造新的貿(mào)易貿(mào)易機(jī)會(huì)，從而擴(kuò)大兩國(guó)之間的貿(mào)易，增加國(guó)際貿(mào)易規(guī)模總量。2.2關(guān)于進(jìn)口貿(mào)易的理論機(jī)制：反向進(jìn)口效應(yīng)和進(jìn)口轉(zhuǎn)移效應(yīng)在微觀一級(jí)，直接投資主要流向企業(yè)，特別是跨國(guó)公司，它們出于各種動(dòng)機(jī)在東道國(guó)投資以賺取利潤(rùn)，這一過(guò)程將導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易的變化，在宏觀一級(jí)反映在國(guó)家一級(jí)，OFDI的貿(mào)易效應(yīng)是由于不同動(dòng)機(jī)的直接投資而造成的貿(mào)易量的變化。本文將這一變化過(guò)程歸納為四種類型：出口引致效應(yīng)、反向進(jìn)口效應(yīng)、出口替代效應(yīng)和進(jìn)口轉(zhuǎn)移效應(yīng)效應(yīng)，前兩種效應(yīng)導(dǎo)致母國(guó)貿(mào)易數(shù)量增加，后兩種效應(yīng)導(dǎo)致貿(mào)易量的減少。下面介紹進(jìn)口貿(mào)易的兩種理論機(jī)制。反向進(jìn)口效應(yīng)是指因?qū)ν庵苯油顿Y而引起的母國(guó)進(jìn)口的增加，這是費(fèi)農(nóng)產(chǎn)品生命周期理論揭示的一個(gè)過(guò)程。在產(chǎn)品生產(chǎn)成熟和標(biāo)準(zhǔn)化階段后期階段，跨國(guó)公司將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到成本較低的國(guó)家，以降低成本，而母國(guó)則通過(guò)進(jìn)口滿足國(guó)內(nèi)消費(fèi)者的需要。在投資動(dòng)機(jī)方面，追求效率的投資、獲取資源的投資和尋求技術(shù)的投資具有負(fù)面的反向進(jìn)口效應(yīng)。如圖2.1所示，追求效率的投資導(dǎo)致進(jìn)口增加，即如產(chǎn)品生產(chǎn)周期理論所述，這種直接投資往往具有更強(qiáng)的反向進(jìn)口效應(yīng)。資源尋求型投資主要是指跨國(guó)公司對(duì)海外資源開發(fā)等行業(yè)的直接投資，這種投資往往是垂直型投資的，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易，東道國(guó)將開發(fā)的資源類產(chǎn)品送回本國(guó)，導(dǎo)致進(jìn)口增加。技術(shù)尋求型投資，往往是通過(guò)合并和收購(gòu)，在東道國(guó)生產(chǎn)技術(shù)密集型產(chǎn)品并出口到母國(guó)，導(dǎo)致母國(guó)在獲得技術(shù)的同時(shí)增加進(jìn)口。圖2.1母國(guó)視角的FDI反向進(jìn)口效應(yīng)機(jī)制進(jìn)口轉(zhuǎn)移效應(yīng)是指直接投資導(dǎo)致母國(guó)進(jìn)口減少，主要體現(xiàn)在效率尋求型和技術(shù)的投資上。一方面，追求效率的投資，即跨國(guó)公司在國(guó)外建立工廠，生產(chǎn)否則需要進(jìn)口的原材料和中間產(chǎn)品，可以在當(dāng)?shù)刂苯淤?gòu)買，而母國(guó)對(duì)這些產(chǎn)品的需求逐漸下降，導(dǎo)致進(jìn)口減少。另一方面，對(duì)于技術(shù)密集型產(chǎn)品，母國(guó)需要進(jìn)口產(chǎn)品和技術(shù)。企業(yè)在改變直接投資方式，通過(guò)收購(gòu)海外企業(yè)、建立研發(fā)中心等方式獲取技術(shù)的同時(shí)，在提高自身技術(shù)能力和技術(shù)密集型產(chǎn)品生產(chǎn)能力的同時(shí)，也減少了從海外進(jìn)口技術(shù)密集型產(chǎn)品。圖2.2母國(guó)視角的FDI進(jìn)口轉(zhuǎn)移效應(yīng)機(jī)制2.3能源層面：關(guān)于能源OFDI對(duì)能源貿(mào)易效應(yīng)的研究OFDI投資動(dòng)機(jī)方面，不同國(guó)家、不同企業(yè)的能源OFDI目的不同。早期小島清根據(jù)投資動(dòng)機(jī)不同，將OFDI分為資源導(dǎo)向、市場(chǎng)導(dǎo)向、生產(chǎn)要素導(dǎo)向等幾大類。在此基礎(chǔ)上，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為跨國(guó)企業(yè)進(jìn)行能源OFDI主要是為了獲得能源，如程中海、馮梅（2017）等認(rèn)為不同產(chǎn)業(yè)在OFDI過(guò)程中的投資動(dòng)機(jī)不同，但能源產(chǎn)業(yè)更傾向于資源導(dǎo)向投資。此外，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的進(jìn)行，跨國(guó)企業(yè)逐漸將目標(biāo)轉(zhuǎn)移到國(guó)際市場(chǎng)，擴(kuò)大國(guó)際市場(chǎng)也是企業(yè)進(jìn)行能源OFDI的重要影響因素。除了尋求資源以及擴(kuò)大市場(chǎng)之外，梁文化、劉宏（2017）認(rèn)為，通過(guò)OFDI可以間接獲得先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)，避免不必要的貿(mào)易壁壘以降低生產(chǎn)、進(jìn)口成本等。這些也是OFDI的主要?jiǎng)訖C(jī)。在投資模式的選擇上，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究較為具體化，在以石油為代表的能源OFDI文獻(xiàn)中，寇靜娜、張銳（2020）研究了投資模式——石油非股權(quán)投資模式等，而馮華（2014）則對(duì)我國(guó)資源型企業(yè)OFDI的進(jìn)入方式進(jìn)行了總結(jié)與比較研究。就OFDI投資的動(dòng)機(jī)而言，不同的國(guó)家和企業(yè)有不同的能源OFDI目的。小島清根據(jù)投資動(dòng)機(jī)不同，將OFDI分為資源導(dǎo)向、市場(chǎng)導(dǎo)向、生產(chǎn)要素導(dǎo)向等幾大類。在此基礎(chǔ)上，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為跨國(guó)企業(yè)從事能源領(lǐng)域的對(duì)外直接投資的目的是為了獲取能源。如馮梅和程中海（2017）認(rèn)為，不同行業(yè)的OFDI投資的動(dòng)機(jī)不同，而能源產(chǎn)業(yè)偏好以資源導(dǎo)向投資。并且隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，跨國(guó)企業(yè)已經(jīng)開始將目標(biāo)逐步轉(zhuǎn)向國(guó)際市場(chǎng)，對(duì)國(guó)際市場(chǎng)的開拓也是促進(jìn)企業(yè)開展能源OFDI的重要因素。除了尋求資源以及擴(kuò)大市場(chǎng)之外，劉宏和梁文化（2017）認(rèn)為OFDI是一種間接取得管理經(jīng)驗(yàn)、先進(jìn)技術(shù)，規(guī)避貿(mào)易壁壘以降低生產(chǎn)、進(jìn)口成本的途徑。這些也都可以成為對(duì)外直接投資的動(dòng)機(jī)。國(guó)內(nèi)對(duì)于投資模式的研究較為具體化，如寇靜娜和張銳(2020)在以石油為代表的能源類對(duì)外直接投資文獻(xiàn)中研究了石油非股權(quán)投資的投資模式，馮華(2014)總結(jié)和比較了中國(guó)資源型企業(yè)OFDI的方式。特別是在能源行業(yè)，學(xué)者們對(duì)能源對(duì)外直接投資能否促進(jìn)能源進(jìn)口的問(wèn)題提出了不同的觀點(diǎn)。一部分學(xué)者認(rèn)為隨著能源OFDI數(shù)量和規(guī)模的增加，能源對(duì)外直接投資能夠促進(jìn)能源進(jìn)口。然而也有不同觀點(diǎn)，認(rèn)為能源OFDI并不存在促進(jìn)能源進(jìn)口的作用，相反是起阻礙作用。YongchangQiang(2013)分析了各國(guó)的情況，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家的外向外國(guó)直接投資促進(jìn)了貿(mào)易。具體到影響機(jī)制，ZhaoYangKong、XiuChengDong等人(2013)認(rèn)為，技術(shù)改善可以增加外國(guó)直接投資，而OFDI反過(guò)來(lái)又可以推動(dòng)整個(gè)生產(chǎn)鏈的技術(shù)改善。這些研究對(duì)企業(yè)開展能源OFDI具有較好的參考價(jià)值，但綜合看來(lái)，對(duì)能源行業(yè)的研究較少，對(duì)能源對(duì)外直接投資與能源能源進(jìn)口關(guān)系的研究也較少。因此，本文選擇進(jìn)行能源OFDI與中國(guó)能源進(jìn)口的實(shí)證分析，用空間計(jì)量模型和引力模型結(jié)合，對(duì)“一帶一路”相關(guān)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以驗(yàn)證具體到能源行業(yè)的投資與貿(mào)易關(guān)系，為提高我國(guó)能源OFDI的針對(duì)性、促進(jìn)能源進(jìn)口、維護(hù)能源安全提供參考。2.4總結(jié)總的來(lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)都已經(jīng)就OFDI的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行了探討。理論研究主要是集中于產(chǎn)生貿(mào)易替代效應(yīng)還是貿(mào)易創(chuàng)造這個(gè)問(wèn)題上，前者是減少進(jìn)出口貿(mào)易，后者是增加進(jìn)出口貿(mào)易。實(shí)證研究則分為三類:一是支持替代性研究，二是支持互補(bǔ)性研究，三是替代性與互補(bǔ)性同時(shí)存在的研究。

3基礎(chǔ)模型：空間計(jì)量模型3.1空間自相關(guān)指數(shù)：Moran'sI和Geary'sCMoran'sI和Geary'sC為兩種度量空間自相關(guān)程度的指標(biāo)。Moran'sI指數(shù)反映的是空間鄰接或空間鄰近的區(qū)域單元屬性值的相似程度，Geary系數(shù)與Moran指數(shù)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。Moran'sI的取值區(qū)間為[-1,1]，等于0表示不相關(guān)，大于0表示正相關(guān)，小于0表示負(fù)相關(guān)；Geary'sC的的取值區(qū)間為[0,2]，等于1表示不相關(guān),大于1表示負(fù)相關(guān)，而小于1表示正相關(guān)。Moran’sI定義為：I=Geary'sC指數(shù)也可以用來(lái)對(duì)空間自相關(guān)進(jìn)行度量，也被稱為Geary's毗連比率或簡(jiǎn)稱Geary's比率。Moran'sI指數(shù)是全局的，而Geary'sC指數(shù)測(cè)量的是局部的空間自相關(guān)。這兩種指數(shù)是具有相關(guān)性，但并不完全相同。Geary's

C定義為：C=S上式中，wij是空間權(quán)重矩陣，xi是第i個(gè)樣本的的觀測(cè)值，x是i樣本的3.2空間權(quán)重矩陣：二進(jìn)制鄰接矩陣和反距離矩陣空間權(quán)重矩陣被用來(lái)表示空間個(gè)體的毗鄰關(guān)系，其中最簡(jiǎn)單的是“二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣”，相鄰定義為1，不相鄰定義為0，所以也叫做“0-1鄰接矩陣”，是對(duì)空間毗鄰關(guān)系的一種定性界定。二進(jìn)制鄰接矩陣使用如下定義方法：w反距離矩陣考慮到距離的相對(duì)大小，想要從定量角度刻畫空間相鄰性，可以借助經(jīng)緯度，使用如下權(quán)重定義方法：wd在上式中，?i和?j分別表示兩國(guó)首都的緯經(jīng)度，Δτ3.3空間計(jì)量模型：空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型與普通的計(jì)量模型不同，由荷蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paelinek于1974年首次提出的空間計(jì)量模型，其進(jìn)步性在于引入了空間因素。目前常見三種空間計(jì)量模型：空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）?？臻g杜賓模型適用于解釋變量和被解釋變量?jī)烧咄瑫r(shí)存在空間效應(yīng)的情況，說(shuō)明了被解釋變量不僅受到本地區(qū)的解釋變量之影響，同時(shí)也受周邊地區(qū)的解釋變量和被解釋變量之影響。此時(shí)空間作用通過(guò)被解釋變量和解釋變量的空間交互作用傳導(dǎo)，空間效應(yīng)分為直接和間接空間效應(yīng)，合起來(lái)就是總效應(yīng)。如果設(shè)定的模型正確且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明相鄰國(guó)家或地區(qū)之間被解釋變量和解釋變量均存在空間效應(yīng)。本文經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)的驗(yàn)證，選擇使用空間杜賓模型?？臻g杜賓模型(SDM)的一般形式為:Y=ρWY+Xβ+θWX+alη+εW代表空間權(quán)重矩陣，ρ代表空間自相關(guān)系數(shù),WX、WY分別表示自變量、因變量的空間滯后項(xiàng)，a表示常數(shù)項(xiàng)，lη表示一個(gè)n×1階單位矩陣，β表示回歸系數(shù)，ε表示誤差項(xiàng)。由于空間杜賓模型(SDM)同時(shí)考慮了自變量和因變量的空間滯后算子，其自變量的變化不僅影響本地區(qū)的因變量，也會(huì)影響到其他地區(qū)。

4實(shí)證分析：討論OFDI對(duì)于能源進(jìn)口貿(mào)易的效用實(shí)證研究中使用“一帶一路”國(guó)家與中國(guó)之間的跨國(guó)能源投資和能源進(jìn)口有關(guān)數(shù)據(jù)，借助空間計(jì)量模型和引力模型，驗(yàn)證OFDI的貿(mào)易效應(yīng)。4.1模型設(shè)定本文擬在引力模型的基礎(chǔ)上設(shè)定空間計(jì)量模型，經(jīng)過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)最終選定使用空間杜賓模型。Tinbergen和Poyhonen在60年代首次提出了貿(mào)易引力模型，雙邊貿(mào)易量可以表示為經(jīng)濟(jì)規(guī)模和地理距離的引力方程，雙邊貿(mào)易量與經(jīng)濟(jì)規(guī)模成正比，與地理距離成反比。Linnemann（1966）擴(kuò)大了貿(mào)易引力模型，引入了兩個(gè)解釋變量，即人口規(guī)模與貿(mào)易政策?？偨Y(jié)國(guó)內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究，結(jié)合中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家能源進(jìn)口的依賴程度，中國(guó)對(duì)沿線沿線國(guó)家的能源OFDI能夠促進(jìn)中國(guó)對(duì)東道國(guó)能源進(jìn)口的整體提升。除OFDI外，影響兩國(guó)間能源進(jìn)口貿(mào)易的還有其他因素。帖育苗(2014)認(rèn)為，OFDI額、GDP和匯率是影響資源類產(chǎn)品進(jìn)口的重要因素，所以將這三個(gè)變量引入了實(shí)證研究模型，作為解釋變量。程中海,袁凱彬(2015)在研究能源OFDI投資的進(jìn)口效應(yīng)和投資類型時(shí)充分考慮到了可能的有關(guān)影響因素。除OFDI外，東道國(guó)市場(chǎng)的規(guī)模、母國(guó)與東道國(guó)之間的地理距離以及這兩個(gè)國(guó)家的相對(duì)要素稟賦也影響到進(jìn)口。在選擇變量時(shí)，張婉霞(2018)根據(jù)程中海和袁凱彬(2015)的研究，考慮了東道國(guó)的人口數(shù)量以及母國(guó)是否與東道國(guó)接壤。王東煒（2019）在模型中介紹了東道國(guó)的科技發(fā)展水平和政權(quán)穩(wěn)定性等控制變量。引力模型的核心是兩國(guó)之間的地理距離和東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)水平，綜合學(xué)者的研究,本文將能源OFDI額、能源出口額、勞動(dòng)力總數(shù)、對(duì)外開放程度、科技水平以作為能源進(jìn)口的解釋變量引入。本文構(gòu)建基準(zhǔn)計(jì)量模型如下：EIM公式（1）中，下標(biāo)j和t分別代表東道國(guó)和年份，α0為橫截距，EIMjt表示中國(guó)從東道國(guó)是能源進(jìn)口額，OFDIjt表示中國(guó)對(duì)東道國(guó)能源OFDI總額，控制變量空間杜賓模型可以分解所有變量的溢出效應(yīng)，把總的效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)(區(qū)域內(nèi)效應(yīng))是指一個(gè)區(qū)域某解釋變量對(duì)該區(qū)域此解釋變量的影響，間接效應(yīng)(區(qū)域間效應(yīng))反映一個(gè)區(qū)域的解釋變量對(duì)另一個(gè)區(qū)域解釋變量的潛在影響。本文中，空間杜賓模型(SDM)構(gòu)建如下：EIM公式（2）中c表示常數(shù)項(xiàng)，β與φ均表示K×1維參數(shù)向量，wij是空間權(quán)重矩陣，表示對(duì)應(yīng)變量的空間溢出作用，ρ表示被解釋變量空間滯后項(xiàng)回歸系數(shù)。其余變量的解釋見表4.14.2數(shù)據(jù)4.2.1變量的選取和解釋時(shí)間跨度上選取2007-2020年，由于能源OFDI數(shù)據(jù)可得性的限制，考慮到部分國(guó)家數(shù)據(jù)出現(xiàn)了明顯的缺失，對(duì)實(shí)證過(guò)程會(huì)產(chǎn)生較大影響，并且考慮空間的集聚程度，最終確定選取了中國(guó)與老撾、馬來(lái)西亞、越南、印度、孟加拉國(guó)、泰國(guó)、菲律賓、印度尼西亞、哈薩克斯坦、伊朗、蒙古、烏克蘭、沙特阿拉伯、土耳其、俄羅斯聯(lián)邦、阿聯(lián)酋共16個(gè)國(guó)家之間的面板數(shù)據(jù)，具體的變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明如下表所示。其中EIMjt是被解釋變量，OFDI表4.1研究中的變量及其解釋變量名解釋單位數(shù)據(jù)來(lái)源EIM中國(guó)在t年度對(duì)東道國(guó)j的能源進(jìn)口額美元UNComtradSITCOFDI中國(guó)對(duì)東道國(guó)j的能源OFDI存量美元ChinaGlobalinvestmenttracker，2020EEX中國(guó)在t年度對(duì)東道國(guó)j的能源出口額美元UNComtradSITCLABOR東道國(guó)勞動(dòng)力總數(shù)人世界銀行WDIDIST兩國(guó)之間地理距離，以中國(guó)與東道國(guó)j的首都之間以經(jīng)緯度計(jì)算的球面距離表示千米CEPIIGeoDistPGDP東道國(guó)j在t年的人均GDP美元世界銀行WDIOPEN東道國(guó)j對(duì)外開放程度，以進(jìn)出口貿(mào)易額占GDP比重表示百分比世界銀行WDIpatent東道國(guó)j居民申請(qǐng)專利數(shù)，衡量科技水平個(gè)世界銀行WDI4.2.2數(shù)據(jù)處理說(shuō)明1.OFDI存量OFDI流量容受到政治和經(jīng)濟(jì)周期等因素的影響，穩(wěn)定性相對(duì)較差，大多數(shù)已有文獻(xiàn)實(shí)證研究基于OFDI存量。并且考慮到OFDI對(duì)貿(mào)易的影響可能有時(shí)滯效應(yīng)，不限于當(dāng)期，本文同樣選擇OFDI存量數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。2.對(duì)數(shù)化對(duì)數(shù)函數(shù)的一大特征是，在定義域單調(diào)遞增，基于這一特性，本文把原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后進(jìn)一步處理。取對(duì)數(shù)后數(shù)據(jù)的相對(duì)關(guān)系不會(huì)被改變，變量的最小值和最大值之間的跨度縮小，數(shù)據(jù)表現(xiàn)得更加平穩(wěn)。對(duì)數(shù)化可以有效削弱模型異方差性和共線性等問(wèn)題。3.平均增長(zhǎng)率填補(bǔ)缺失數(shù)據(jù)鑒于從數(shù)據(jù)源下載的數(shù)據(jù)本身具有缺失，為了保證空間計(jì)量模型可進(jìn)展，通過(guò)平均增長(zhǎng)率將少部分缺失的數(shù)據(jù)補(bǔ)足，面部數(shù)據(jù)得以平衡。4.3實(shí)證結(jié)果及解釋4.3.1經(jīng)驗(yàn)觀察和描述性統(tǒng)計(jì)為了初步觀察中國(guó)能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口的影響，在進(jìn)行實(shí)證回歸之前，本文先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，數(shù)據(jù)的時(shí)間長(zhǎng)度橫跨2007-2020年，16個(gè)國(guó)家，共224條數(shù)據(jù)，屬于短面板數(shù)據(jù)類型。具體結(jié)果見表4.2。表4.2描述性統(tǒng)計(jì)變量名變量解釋平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值EIM能源進(jìn)口2.708e+096.053e+091,8014.123e+10OFDI7.704e+096.061e+091.538e+072.501e+10EIM2242.708e+096.053e+091,8014.123e+10EEX2243.791e+073.654e+07185,2421.728e+08patent2244,0377,101-329,269DIST2245,1052,9111,17214,403PGDPj2248,3449,800558.144,499LABOR2246.091e+071.086e+081.118e+064.827e+08OPEN22486.3244.6730.52211.54.3.2空間自相關(guān)檢驗(yàn)和空間計(jì)量模型選擇首先，導(dǎo)入0-1鄰接矩陣，對(duì)被解釋變量EIM進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，Moran’sI指數(shù)和Geary’sC指數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果如表4.3所示。表4.3基于0-1鄰接矩陣的Moran’sI指數(shù)和Geary’sC指數(shù)檢驗(yàn)?zāi)攴軲oran’sIP值Geary’sCP值2007-0.0370.4501.1510.24020080.0790.2681.0790.35520090.0260.3451.0760.36220100.1000.2400.9890.48020110.0420.3221.1190.28820120.0410.3241.1450.24820130.0300.0301.1560.2322014-0.0920.4571.3170.0692015-0.1440.3721.3630.0452016-0.1810.3141.3920.0332017-0.1500.3611.3700.0422018-0.1430.3731.3740.0402019-0.1170.4151.3530.0492020-0.1280.3971.3560.048由于本文是基于2007-2020年的面板數(shù)據(jù)，所以在做實(shí)證回歸之前，需要進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，對(duì)模型的效應(yīng)進(jìn)行選擇，通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)應(yīng)該使用固定效應(yīng)。同時(shí)進(jìn)行效應(yīng)檢驗(yàn)，是否要固定個(gè)體、時(shí)間效應(yīng)或雙向固定，結(jié)果顯示時(shí)間效應(yīng)更加顯著，選用時(shí)間效應(yīng)。然后進(jìn)行事前的LR檢驗(yàn)，原假設(shè)空間杜賓模型（SDM）可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型（SAR），p值小于0.01，拒絕原假設(shè)，無(wú)需采用SAR模型；原假設(shè)空間杜賓模型可以簡(jiǎn)化為空間誤差模型（SEM），p值小于0.01，拒絕原假設(shè)，無(wú)需采用SEM模型。事后的LM檢驗(yàn)顯示，空間滯后模型的拉格朗日乘數(shù)p值小于0.1，和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)p值也小于0.1，表明無(wú)需使用空間滯后模型。Wald檢驗(yàn)顯示也均拒絕使用SAR和SEM的原假設(shè)。綜上，本文選擇空間杜賓模型（SDM）進(jìn)一步就中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的能源出口貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析?；貧w結(jié)果表4.4所示?？梢钥吹?，能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。表4.4基于0-1鄰接矩陣的空間杜賓模型參數(shù)估計(jì)變量彈性系數(shù)z值p值變量彈性系數(shù)z值p值lnOFDI0.5032896***3.030.002W×lnOFDI0.6856485**2.240.025lnOPEN3.676097***6.680.000W×lnOPEN5.75772***6.930.000lnLABOR1.579662***4.480.000W×lnLABOR1.027018*1.770.077lnDIST-4.398404***-11.050.000W×lnDIST-7.780398***-9.780.000lnEEX0.6867966***3.670.000W×lnEEX-0.9560203***-2.600.009lnpatent0.2408618**2.260.024W×lnpatent-0.2939884*-1.790.073lnPGDPj0.9409765***3.090.002W×lnPGDPj3.536115***7.220.000常數(shù)項(xiàng)2.273828***10.320.000ρ-0.1539514**-1.970.049注：。*、**和***分別表示估計(jì)系數(shù)在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，所有的系數(shù)在給定的顯著水平都是顯著的，說(shuō)明這些變量對(duì)能源進(jìn)口產(chǎn)生重要影響。能源OFDI的系數(shù)估計(jì)值是0.503，在1%的顯著水平下顯著且系數(shù)為正，表明中國(guó)對(duì)東道國(guó)的能源OFDI對(duì)中國(guó)的能源進(jìn)口產(chǎn)生正向直接影響。解釋變量空間滯后性的回歸結(jié)果如下。空間自回歸系數(shù)ρ的估計(jì)值是-0.1539514，且在5%的顯著水平上顯著，并且符號(hào)為負(fù)。能源OFDI空間滯后項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值是0.686，在5%的顯著水平下顯著且系數(shù)為正，表明OFDI滯后一期的空間溢出效應(yīng)比較明顯且是正向的，有可能是一個(gè)地區(qū)得到的投資越高，對(duì)周邊國(guó)家會(huì)有所溢出，帶動(dòng)周邊的集群化發(fā)展，導(dǎo)致其產(chǎn)生了正向的空間效應(yīng)。4.3.3空間溢出效應(yīng)：直接、間接和總效應(yīng)表4.6基于0-1鄰接矩陣的空間杜賓模型直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效用估計(jì)變量直接效應(yīng)z值p值間接效應(yīng)Z值P值總效應(yīng)Z值P值lnOFDI0.4723863***2.960.0030.5735869**2.270.0231.045973***2.870.004lnOPEN3.341824***7.330.0004.863997***7.610.0008.205821***9.400.000lnLABOR1.552957***4.710.0000.74403661.420.1542.296994***3.530.000lnDIST-3.972027***-11.400.000-6.57896***-9.340.000-10.55099***-16.070.000lnEEX0.7523027***4.390.000-1.011771***-3.060.002-0.2594684-0.660.507lnpatent0.2538882**2.490.013-.313246**-2.150.032-0.0593579-0.320.747lnPGDPj0.7320999***2.630.0093.182875***7.220.0003.914975***6.020.000注：。*、**和***分別表示估計(jì)系數(shù)在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。前面分析了空間杜賓模型解釋變量和滯后項(xiàng)的回歸結(jié)果，接下來(lái)分析由空間杜賓模型分解的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，這幾個(gè)分解更加準(zhǔn)確地反映了各解釋變量的空間溢出效應(yīng)，其結(jié)果見表4.6所示。能源OFDI的直接效應(yīng)的系數(shù)估計(jì)值為0.472，在1%的顯著水平下顯著，間接效應(yīng)的系數(shù)估計(jì)值為0.574，在5%的顯著水平下顯著，總效應(yīng)的系數(shù)估計(jì)值為1.046，在1%的顯著水平下顯著。間接效應(yīng)的系數(shù)大于直接效應(yīng)，說(shuō)明能源OFDI的對(duì)能源進(jìn)口的促進(jìn)作用，會(huì)向臨近地區(qū)擴(kuò)散，以帶來(lái)較大的間接效應(yīng)。4.3.4穩(wěn)健性分析：基于反距離矩陣上文的基礎(chǔ)回歸使用的是空間計(jì)量中最基礎(chǔ)的0-1接鄰矩陣，為了驗(yàn)證研究的穩(wěn)健性，使用由樣本國(guó)家首都經(jīng)緯度生成的反距離矩陣對(duì)0-1接鄰矩陣進(jìn)行替換，再進(jìn)行空間模型的選擇，結(jié)果顯示空間杜賓模型（SDM）仍然適用，模型的選擇具有穩(wěn)健性。表4.5基于反距離矩陣的Moran’sI指數(shù)和Geary’sC指數(shù)檢驗(yàn)?zāi)攴軲oran’sIP值Geary’sCP值2007-0.0840.4170.9240.1082008-0.0760.4560.9280.0982009-0.0840.4160.9260.1342010-0.0680.4940.9100.0442011-0.0640.4870.9160.0502012-0.0630.4830.9170.0512013-0.0620.4770.9180.0532014-0.0680.4940.9280.0782015-0.0740.4640.9340.0972016-0.0810.4340.9370.1082017-0.0770.4490.9360.1012018-0.0730.4710.9330.0892019-0.0700.4850.9310.0832020-0.0700.4860.9320.087面板數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，對(duì)模型的效應(yīng)進(jìn)行選擇，通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)。進(jìn)行效應(yīng)檢驗(yàn)接受了雙向固定效應(yīng)可以簡(jiǎn)化為個(gè)體固定效應(yīng)和雙向固定效應(yīng)可以簡(jiǎn)化為時(shí)間固定效應(yīng)的原假設(shè)，所以應(yīng)該采用個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)分別嘗試。然后進(jìn)行事前的LR檢驗(yàn)，原假設(shè)空間杜賓模型（SDM）可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型（SAR），p=0.0011，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，無(wú)需采用SAR模型；原假設(shè)空間杜賓模型可以簡(jiǎn)化為空間誤差模型（SEM），p=0.0267，在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，無(wú)需采用SEM模型。LM檢驗(yàn)顯示，空間誤差模型的拉格朗日乘數(shù)（Lagrangemultiplier）和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)p值小于0.01表明無(wú)需使用空間誤差模型。Wald檢驗(yàn)顯示也均拒絕使用SAR和SEM的原假設(shè)。雖然隨機(jī)結(jié)果符合豪斯曼檢驗(yàn)規(guī)定，但對(duì)隨機(jī)效應(yīng)、個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)分別嘗試，發(fā)現(xiàn)時(shí)間固定效應(yīng)和雙向固定效應(yīng)均顯著，所以仍然選擇固定效應(yīng)。表4.6基于反距離矩陣的空間杜賓模型參數(shù)估計(jì)隨機(jī)效應(yīng)個(gè)體固定效應(yīng)時(shí)間固定效應(yīng)雙向固定效應(yīng)MainlnOFDI0.11130.16402.2391***1.0927***(0.1485)(0.1482)(0.2518)(0.1770)lnOPEN0.47750.72612.3032***1.7953***(0.5325)(0.5278)(0.7941)(0.4961)lnLABOR0.0516-0.8982-1.1714***-3.7267***(0.7119)(1.2332)(0.3531)(1.0817)lnDIST-5.3391***0.0000-2.3198***0.0000(1.7103)(.)(0.4895)(.)lnEEX0.4180**0.4678***0.8541***0.3534**(0.1750)(0.1694)(0.2269)(0.1494)lnpatent0.0598-0.00861.3443***0.1923(0.1873)(0.2000)(0.0946)(0.1829)lnPGDPj1.7989***1.8886***-0.8488***1.3220***(0.4403)(0.4669)(0.3094)(0.3943)_cons344.0120***(106.7159)WxlnOFDI0.7841**1.2772***8.3231***5.4185***(0.3894)(0.4176)(1.2226)(0.8170)lnOPEN0.91970.94989.9611**5.9409**(1.4321)(1.4047)(3.9241)(2.4710)lnLABOR-5.1946-9.7807**-4.4762*-5.4505(3.9250)(4.6066)(2.5965)(5.6388)lnDIST-28.3166***0.0000-10.6973**0.0000(10.3072)(.)(4.1778)(.)lnEEX-0.7225-0.70454.5648***-0.0819(0.4464)(0.4357)(1.4358)(0.7453)lnpatent0.92940.73622.2394***1.7885(0.9241)(0.9782)(0.6119)(1.1993)lnPGDPj2.1347**2.1053**-11.6207***-0.7390(1.0424)(1.0708)(1.7361)(1.6643)Spatialrho-0.8344***-1.2205***-1.6205***-0.8506***(0.1821)(0.1890)(0.1689)(0.1795)Variancelgt_theta-2.3779***0.9099***3.1199***0.5371***(0.2273)(0.0886)(0.3023)(0.0556)sigma2_e0.9946***(0.1014)0.09751.7447***0.6586***LR_DirectlnOFDI0.07410.09751.7447***0.6586***(0.1563)(0.1543)(0.2144)(0.1532)lnOPEN0.42620.68371.6107***1.3907***(0.5403)(0.5387)(0.6241)(0.4900)lnLABOR0.4409-0.1997-0.9112***-3.7568***(0.6493)(1.2734)(0.2871)(1.3060)lnDIST-3.9144**-0.0000-1.5850***-0.0004(1.6802)(0.0000)(0.4314)(0.0370)lnEEX0.4854***0.5382***0.5298**0.4274***(0.1757)(0.1750)(0.2287)(0.1635)lnpatent0.0047-0.05251.2982***0.0189(0.1878)(0.1942)(0.0996)(0.1676)lnPGDPj1.7648***1.8458***0.11821.6527***(0.5268)(0.5622)(0.2869)(0.5271)LR_IndirectlnOFDI0.4349*0.6751***3.0165***1.8252***(0.2488)(0.2384)(0.6061)(0.3312)lnOPEN0.39510.26933.8937**1.5723(0.9202)(0.8892)(1.6979)(1.0435)lnLABOR-3.3668-5.4739**-1.50800.3933(2.3564)(2.7773)(1.2832)(2.7886)lnDIST-14.2635**-0.0000-4.2696**0.0002(6.4510)(0.0000)(2.0955)(0.0252)lnEEX-0.6757**-0.6555**1.8561***-0.3121(0.2780)(0.2987)(0.6991)(0.3636)lnpatent0.57010.43170.28280.7088(0.5958)(0.5716)(0.3533)(0.5283)lnPGDPj0.35740.3032-5.6635***-1.4167(0.7588)(0.7979)(0.9507)(0.8805)LR_TotallnOFDI0.5089*0.7725***4.7612***2.4838***(0.2630)(0.2526)(0.7363)(0.3904)lnOPEN0.82130.95305.5043***2.9629***(0.8883)(0.8417)(2.0051)(0.9980)lnLABOR-2.9259-5.6736**-2.4192*-3.3635(2.4774)(2.6123)(1.3049)(2.2729)lnDIST-18.1779***-0.0000-5.8545***-0.0001(6.3905)(0.0000)(2.0383)(0.0119)lnEEX-0.1903-0.11732.3859***0.1153(0.2481)(0.2535)(0.6777)(0.3135)lnpatent0.57490.37921.5810***0.7277(0.5995)(0.5728)(0.3215)(0.5000)lnPGDPj2.1222***2.1490***-5.5453***0.2360(0.4390)(0.4418)(1.0416)(0.6574)N224.0000224.0000224.0000224.0000r20.35700.06410.48250.0054ar2year注：表中匯報(bào)的回歸系數(shù)均為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，括號(hào)內(nèi)是估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。*、**和***分別表示估計(jì)系數(shù)在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。4.3.5異質(zhì)性分析：分類回歸上述實(shí)證分析已經(jīng)驗(yàn)證了中國(guó)對(duì)一帶一路能源合作國(guó)家的能源OFDI對(duì)于中國(guó)從東道國(guó)的能源進(jìn)口總體來(lái)說(shuō)是促進(jìn)作用，且存在空間效應(yīng)。進(jìn)一步地，為了驗(yàn)證能源OFDI對(duì)能源進(jìn)口，不同地區(qū)和不同經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)水平對(duì)這種促進(jìn)作用的影響，進(jìn)行異質(zhì)性分析，對(duì)國(guó)家分類并進(jìn)行回歸分析。第一種分類方式是，本文定義流向市場(chǎng)型經(jīng)濟(jì)體和資源型經(jīng)濟(jì)體的OFDI分別為市場(chǎng)型OFDI和資源型OFDI?；谝陨系臉颖痉秶头诸惙椒?，本文將孟加拉國(guó)、印度、印度尼西亞、老撾、馬來(lái)西亞、菲律賓、泰國(guó)、越南共8個(gè)國(guó)家歸為市場(chǎng)型經(jīng)濟(jì)體，將俄羅斯、哈薩克斯坦、土耳其、蒙古、沙特阿拉伯、烏克蘭、阿聯(lián)酋、伊朗共8個(gè)國(guó)家歸為資源型經(jīng)濟(jì)體。第二種分類方式是按照樣本國(guó)家2007年-2020年期間人均GDP分為GDP前50%和GDP后50%。表4.7異質(zhì)性分析分組回歸結(jié)果(1)(2)（3）（4）(5)市場(chǎng)型資源型GDP前50%GDP后50%全樣本MainlnOFDI2.2138***0.8002*0.9670***-0.5308***1.0927***(0.2029)(0.4087)(0.2505)(0.1592)(0.1770)lnOPEN2.8200***-5.5226***1.02772.9532***1.7953***(0.5928)(1.2702)(0.6348)(0.7905)(0.4961)lnLABOR1.8966***2.3396***3.7068-5.1909***-3.7267***(0.4562)(0.6859)(2.8207)(1.1342)(1.0817)lnDIST4.4957***-7.6871***0.00000.00000.0000(1.4170)(1.1521)(.)(.)(.)lnEEX-0.08420.39480.08930.14200.3534**(0.2507)(0.2460)(0.2119)(0.2120)(0.1494)lnpatent0.3242-0.01210.04460.9331***0.1923(0.2036)(0.3076)(0.2452)(0.2873)(0.1829)lnPGDPj3.4957***-1.1416**3.2257***0.78861.3220***(0.4276)(0.5683)(0.5614)(0.5205)(0.3943)WxlnOFDI7.2824***-1.92212.5037***-0.13365.4185***(0.6418)(1.6302)(0.7303)(0.4303)(0.8170)lnOPEN12.2826***-43.4928***2.3742*-1.31995.9409**(2.0317)(6.1717)(1.4064)(1.6304)(2.4710)lnLABOR-2.0657-22.4175***-41.9958***9.5260***-5.4505(1.5821)(3.4529)(12.0949)(2.9785)(5.6388)lnDIST15.8957***6.04790.00000.00000.0000(5.7036)(7.4160)(.)(.)(.)lnEEX1.2737-0.38410.1902-0.3230-0.0819(0.9380)(1.0968)(0.4087)(0.4688)(0.7453)lnpatent0.83581.76991.22120.93661.7885(0.8157)(1.4873)(0.7641)(0.7102)(1.1993)lnPGDPj-8.4121***0.13040.94790.5340-0.7390(2.5684)(2.3149)(1.6417)(0.9204)(1.6643)Spatialrho-0.3239-0.9082***-0.3900**-0.4263***-1.6205***(0.2025)(0.2045)(0.1798)(0.1642)(0.1689)Variancesigma2_e0.2986***0.7994***0.7244***0.4649***0.5371***(0.0365)(0.1048)(0.0979)(0.0629)(0.0556)LR_DirectlnOFDI1.9522***1.1593***0.8618***-0.5320***0.6586***(0.2516)(0.3295)(0.2402)(0.1585)(0.1532)lnOPEN2.3357***-0.69260.90053.0789***1.3907***(0.5809)(1.4151)(0.6081)(0.7901)(0.4900)lnLABOR2.0317***5.5643***6.3613**-5.8414***-3.7568***(0.3959)(0.7998)(2.9552)(1.1718)(1.3060)lnDIST3.9782***-9.3695***-0.0000-0.0001-0.0004(1.4582)(1.0660)(0.0000)(0.0032)(0.0370)lnEEX-0.14180.4986**0.07620.17010.4274***(0.2300)(0.2091)(0.2114)(0.2114)(0.1635)lnpatent0.2872-0.2731-0.00770.8941***0.0189(0.1782)(0.2530)(0.2466)(0.2703)(0.1676)lnPGDPj3.9067***-1.3121***3.2139***0.78101.6527***(0.3926)(0.4292)(0.6103)(0.5910)(0.5271)LR_IndirectlnOFDI5.5054***-1.7075*1.6714***0.05421.8252***(1.1924)(0.9308)(0.6355)(0.2931)(0.3312)lnOPEN9.5783***-25.5895***1.6273-1.90291.5723(2.5307)(5.0321)(1.1588)(1.1871)(1.0435)lnLABOR-2.0829*-16.2069***-33.9195***9.0345***0.3933(1.1938)(2.4684)(9.9231)(2.3471)(2.7886)lnDIST12.3576**8.5572**-0.00000.00020.0002(5.7545)(4.3261)(0.0000)(0.0241)(0.0252)lnEEX1.0813-0.49960.1498-0.2899-0.3121(0.7596)(0.6400)(0.3483)(0.3692)(0.3636)lnpatent0.54901.15600.87680.39360.7088(0.6416)(0.8319)(0.5947)(0.4914)(0.5