廣東省對(duì)外直接投資對(duì)其人均ＧＤＰ水平影響的實(shí)證研究

摘要：廣東省對(duì)外直接投資對(duì)于凈出口拉動(dòng)當(dāng)?shù)厝司牵模衅鸬搅舜龠M(jìn)作用。與其他地區(qū)相比，廣東省外向型經(jīng)濟(jì)特征明顯，對(duì)外投資的主體是頗具市場(chǎng)活力的民營(yíng)經(jīng)濟(jì)，而較少地受到政策性支持層面的影響，對(duì)外直接投資與出口之間存在互補(bǔ)關(guān)系。沒(méi)有明確證據(jù)表明對(duì)外直接投資替代了出口。這個(gè)結(jié)論在ＯＬＳ、2ＳＬＳ和ＳＥＭ三種計(jì)量模型中均得到了支持。因此，在市場(chǎng)化進(jìn)程加快的地區(qū)，企業(yè)自發(fā)地對(duì)外直接投資對(duì)整體經(jīng)濟(jì)水平提升會(huì)起到積極作用。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資；互補(bǔ)關(guān)系；出口市場(chǎng)預(yù)期

中圖分類(lèi)號(hào)：Ｆ127 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ 文章編號(hào)：1673－291Ｘ（2008）02－0136－04

一、引言

隨著比較優(yōu)勢(shì)的充分實(shí)現(xiàn)，中國(guó)成為全球制造業(yè)的中心，而廣東省是這個(gè)制造中心的一個(gè)重要組成部分。值得注意的是，自2000年中國(guó)加入世貿(mào)組織以來(lái)，頗具市場(chǎng)活力的民營(yíng)企業(yè)開(kāi)始了國(guó)際化經(jīng)營(yíng)的進(jìn)程。一個(gè)突出的表現(xiàn)就是對(duì)外投資的快速上升。廣東省在中國(guó)對(duì)外直接投資中占據(jù)領(lǐng)先地位。而對(duì)外直接投資對(duì)廣東省的經(jīng)濟(jì)整體水平影響如何，這方面仍缺乏較為正式的實(shí)證研究。

理論上，對(duì)外投資對(duì)于母國(guó)整體經(jīng)濟(jì)水平的影響莫衷一是。關(guān)鍵的問(wèn)題是，對(duì)于一個(gè)在勞動(dòng)密集型行業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)的地區(qū)，卻出現(xiàn)了對(duì)外投資快速增長(zhǎng)的現(xiàn)象。這對(duì)于整體經(jīng)濟(jì)水平有何影響？如果對(duì)外投資是企業(yè)自發(fā)的行為，而不是政府行為，則意味著這種與靜態(tài)國(guó)際貿(mào)易理論不一致的現(xiàn)象需要有效的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋。一方面，一個(gè)地區(qū)的企業(yè)自發(fā)選擇對(duì)外直接投資，可能會(huì)更有效率地調(diào)動(dòng)生產(chǎn)資源和帶動(dòng)本國(guó)中間產(chǎn)品的出口，這有利于發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而改善本國(guó)整體福利水平和經(jīng)濟(jì)實(shí)力（Ｍａｒｋｕｓｅｎ，2002；Ｊ．Ｐｅｔｅｒ Ｎｅａｒｙ， 2007）。但前提是存在不完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，并且母國(guó)的企業(yè)要在世界市場(chǎng)上擁有一定的市場(chǎng)勢(shì)力。而廣東省的企業(yè)對(duì)世界市場(chǎng)的影響力有限，因此難以滿(mǎn)足上述條件。另一方面，對(duì)外直接投資也可能降低母國(guó)的整體經(jīng)濟(jì)水平。生產(chǎn)效率較高的企業(yè)投資于海外，可能會(huì)降低母國(guó)企業(yè)的平均生產(chǎn)效率（Ｅ． Ｈｅｌｐｍａｎ等，2004）。此外，可能存在降低母國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的其他兩個(gè)機(jī)制：其一，在海外設(shè)廠可能會(huì)對(duì)投資輸出地區(qū)相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)品出口形成沖擊，進(jìn)而降低出口對(duì)本地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動(dòng)作用；其二，對(duì)外投資可能會(huì)降低母國(guó)相關(guān)出口行業(yè)的就業(yè)水平，進(jìn)而影響整體經(jīng)濟(jì)水平。

對(duì)應(yīng)于廣東省，上述理論爭(zhēng)論的焦點(diǎn)是，廣東省的對(duì)外直接投資是否有利于該省的經(jīng)濟(jì)總體水平？由于廣東省的外向型經(jīng)濟(jì)特征明顯，因此分析這個(gè)問(wèn)題的關(guān)鍵在于，廣東省對(duì)外直接投資與該地區(qū)的出口之間的關(guān)系（具有替代性質(zhì)或是互補(bǔ)性質(zhì)）。本文擬通過(guò)建立實(shí)證模型來(lái)考察該省對(duì)外投資與出口之間的關(guān)系，進(jìn)而分析廣東省對(duì)外直接投資與該地區(qū)人均ＧＤＰ水平之間的定量關(guān)系。

二、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

針對(duì)廣東省對(duì)外直接投資與該省整體經(jīng)濟(jì)水平之間的關(guān)系，目前仍缺乏較為正式的實(shí)證研究。近期與本文命題相關(guān)的實(shí)證研究主要集中在兩個(gè)方面：

第一個(gè)方面是從國(guó)家層面分析我國(guó)對(duì)外投資對(duì)整體經(jīng)濟(jì)的影響。其中，劉志偉等（2006）以1983—2004年數(shù)據(jù)作為樣本，通過(guò)利用國(guó)際收支平衡表的借方項(xiàng)目作為對(duì)外直接投資量，對(duì)國(guó)際收支進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)外投資對(duì)經(jīng)常項(xiàng)目影響不大。張廣劍等（2006）以1982—2004年數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值水平的簡(jiǎn)單回歸，得到二者間有互動(dòng)的促進(jìn)關(guān)系的結(jié)論。此外，李杏等（2006）通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和對(duì)外投資的跨國(guó)數(shù)據(jù)作簡(jiǎn)單的對(duì)數(shù)回歸，得出對(duì)二者間的正相關(guān)關(guān)系，因此給出促進(jìn)對(duì)外直接投資的政策建議。

第二個(gè)方面是考察對(duì)外直接投資的主要決定因素。其中，劉凱敏、朱鐘棣（2007）通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，全要素生產(chǎn)率是我國(guó)對(duì)外直接投資的原因之一。張新樂(lè)等（2007）的研究表明，出口與本幣匯率是決定我國(guó)對(duì)外投資的重要因素。但該研究忽略了財(cái)政、金融等方面的政策性支持對(duì)海外直接投資的影響。

須強(qiáng)調(diào)的是，從整體上看，中國(guó)對(duì)外投資的主體是國(guó)有大型企業(yè)（Ａｇａｔａ Ａｎｔｋｉｅｗｉｃｚ和 Ｊｏｈｎ Ｗｈａｌｌｅｙ， 2007），因此，應(yīng)該把政策因素（例如，低息貸款支持、財(cái)政支持等）納入到控制變量中，否則估計(jì)結(jié)果可能有所偏差。而上述實(shí)證文獻(xiàn)均未報(bào)告考慮財(cái)政支出在對(duì)外投資決定中的作用。如果財(cái)政政策等政策性因素支持影響了對(duì)外投資，同時(shí)，由于乘數(shù)作用拉動(dòng)了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（ＧＤＰ），那么對(duì)外投資對(duì)ＧＤＰ增長(zhǎng)的促進(jìn)作用這一結(jié)論就值得懷疑。而在技術(shù)層面上，有必要考慮到異方差和序列相關(guān)的因素。而大多相關(guān)研究卻忽視了這個(gè)問(wèn)題。例如，李杏等（2006）對(duì)各國(guó)家的回歸結(jié)果中，ＤＷ值均較低：最低為新加坡（0．56），最高為美國(guó)（1．46），顯示可能存在序列相關(guān)的特征。而該研究沒(méi)有報(bào)告其他的對(duì)序列相關(guān)檢驗(yàn)的結(jié)果。如果沒(méi)有采取措施解決可能存在的異方差和序列相關(guān)問(wèn)題，就會(huì)影響回歸估計(jì)量的有效性。此外，根據(jù)鄧寧（Ｄｕｎｎｉｎｇ，1981）的國(guó)際投資發(fā)展理論，對(duì)外投資本身也可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的結(jié)果。因此，應(yīng)考慮到對(duì)外投資可能是內(nèi)生變量這一可能，這樣做有利于提高估計(jì)參數(shù)的有效性，而由此得出的政策結(jié)論也會(huì)更具說(shuō)服力。

三、實(shí)證模型

本文以廣東省作為樣本的主要原因在于，首先，與其他地區(qū)相比，該省外向型經(jīng)濟(jì)特征較為明顯，因此，在分析對(duì)外投資對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響的實(shí)證結(jié)論較強(qiáng)。其次，與其他地區(qū)相比，廣東省對(duì)外投資的主體是頗具市場(chǎng)活力的民營(yíng)經(jīng)濟(jì)，因此，對(duì)外投資行為主要反映了客觀市場(chǎng)條件，而相對(duì)較少地受到政策層面的影響。

本文以廣東省1９90—2005年的相關(guān)數(shù)據(jù)①作為樣本。鑒于廣東省較明顯的外向型經(jīng)濟(jì)特征，為分析對(duì)外直接投資對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)的影響，我們需要考察對(duì)外直接投資是否會(huì)通過(guò)國(guó)際貿(mào)易這一渠道來(lái)促進(jìn)廣東省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。亦即對(duì)外投資是否對(duì)凈出口有促進(jìn)作用。目前，能夠獲得的廣東省對(duì)外直接投資的正式統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是從2003年開(kāi)始，這提高了實(shí)證研究的難度。出于本文的研究目的，我們引進(jìn)一個(gè)對(duì)外直接投資的二值變量。因?yàn)閺V東省民營(yíng)企業(yè)對(duì)外直接投資主要集中在2000年中國(guó)加入世界貿(mào)易組織之后，所以當(dāng)時(shí)間處于1990—2000年時(shí)，對(duì)外直接投資二值變量(FDIDUMMY)取值為0;而當(dāng)時(shí)間處于1990—2000年時(shí)，該變量取值為1#65377;在此基礎(chǔ)上，可以考察對(duì)外直接投資(FDIDUMMY)與該地區(qū)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPPERCAPITA)之間的關(guān)系#65377;為了避免異方差，我們采用對(duì)數(shù)模型#65377;考慮到上述的政府行為對(duì)對(duì)外直接投資可能造成的影響，把財(cái)政預(yù)算支出(BUDGEYPAYMENT)作為政府行為的一個(gè)控制變量分離出來(lái)#65377;此外，控制變量還包括:固定資產(chǎn)投資(FIXEDI)#65380;人均消費(fèi)水平(CONSUPCAPITA)和上一期的人均GDP[GDPPERCAPITA(-1)]#65377;這樣，我們以?xún)舫隹?NXM)對(duì)人均生產(chǎn)總值的回歸作為基礎(chǔ)類(lèi)別，考察引入對(duì)外直接投資后，對(duì)基礎(chǔ)類(lèi)別中凈出口效果的影響#65377;實(shí)證模型如下:

Ln(GDPPERCAPITA)=β0+β1Ln(NXM)+β2FDIDUMMY*Ln(NXM)+β3Ln(FIXEDI)+β4Ln(BUDGETPAYMENT)+β5Ln(CONSUPCAPITA)+β6Ln(GDPPERCAPITA(-1))+μ(1)

通過(guò)對(duì)上述模型作最小二乘法（ＯＬＳ）估計(jì)，可以分析相關(guān)系數(shù)。為了能與基礎(chǔ)類(lèi)別相比較，我們?cè)谀Ｐ椭幸雽?duì)外直接投資虛擬變量與凈出口的交互項(xiàng)。這樣，我們就可以集中分析回歸系數(shù)β2：當(dāng)β2＞0時(shí)，對(duì)外直接投資對(duì)廣東省凈出口就是互補(bǔ)的關(guān)系，因此對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)有促進(jìn)作用；相反，如果β2＜0，對(duì)外投資就會(huì)對(duì)凈出口形成替代，進(jìn)而降低整體經(jīng)濟(jì)水平。

為進(jìn)一步確定模型設(shè)定問(wèn)題，需要考慮到可能出現(xiàn)的對(duì)外直接投資的內(nèi)生性問(wèn)題。作為比較，本文用另外兩種方法與最小二乘法的回歸結(jié)果作比較。第一種方法是兩階段最小二乘法（2ＳＬＳ），第二種方法是聯(lián)立方程模型（ＳＥＭ）。

對(duì)于兩階段最小二乘法（2SLS)，我們引進(jìn)對(duì)外直接投資的工具變量Ln(EX(-1))，對(duì)(1)式用兩階段最小二乘法(2SLS)重新估計(jì)#65377;本文選取前期的出口數(shù)據(jù)作為對(duì)外投資的工具變量#65377;這樣做是因?yàn)?，?duì)于外向型特征較強(qiáng)的廣東省來(lái)說(shuō)，對(duì)外投資可能在很大程度上反映了對(duì)海外市場(chǎng)前景的預(yù)期#65377;在技術(shù)上，對(duì)該工具變量的要求是，Ln(EX(-1))與對(duì)外直接投資相關(guān)，而與(1)式中的μ無(wú)關(guān)#65377;我們將對(duì)外直接投資對(duì)Ln(EX(-1))作簡(jiǎn)單回歸，發(fā)現(xiàn)二者間的相關(guān)系數(shù)為0.64，而且統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯著(t=4.43)#65377;相應(yīng)的擬合值(R2=0.60)表明，上一期的出口數(shù)據(jù)可以解釋約60%的對(duì)外直接投資變動(dòng)#65377;另一方面，將(1)式作最小二乘法估計(jì)所得出的殘差，對(duì)Ln(EX(-1))作簡(jiǎn)單回歸，發(fā)現(xiàn)二者間的相關(guān)系數(shù)近乎為零(該系數(shù)為0.0016)，且統(tǒng)計(jì)上不顯著(t=0.25)#65377;因此，Ln(EX(-1))可以作為對(duì)外直接投資的工具變量#65377;

對(duì)于聯(lián)立方程模型(SEM)，我們?cè)O(shè)定對(duì)外直接投資方程為:

FDIDUMMY=C+α1Ln(NXM)+α2Ln(FIXEDI)+α3Ln(BUDGETPAYMENT)+α4Ln(GDPPERCAPITA)+μ(2)

在將（1）式與（2）式聯(lián)立構(gòu)成的聯(lián)立方程模型（ＳＥＭ）中，仍將Ｌｎ（ＥＸ（－1））作為工具變量。其他控制變量與最小二乘法的控制變量相同。這樣，如果上述三種估計(jì)結(jié)果沒(méi)有明顯的差距，則說(shuō)明本文回歸結(jié)果的有效性較高，因此也更為可信。

四、實(shí)證結(jié)論

根據(jù)三種計(jì)量模型中主要回歸系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，（1）式中的財(cái)政政策支持參數(shù)（β5）系數(shù)均較低（接近于0），且在統(tǒng)計(jì)上不顯著（ｔ值接近等于零），而β1、β2、β3、β4均在5％水平上是統(tǒng)計(jì)顯著的（見(jiàn)表一）。每種估計(jì)方法更為詳細(xì)的回歸結(jié)果見(jiàn)附錄。擬合值與整體回歸顯著性檢驗(yàn)均較為理想?？紤]到觀測(cè)值較低，可以確信上述估計(jì)結(jié)果是有效的。此外，對(duì)模型的Ｂ－Ｇ序列相關(guān)ＬＭ檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文的回歸模型中沒(méi)有發(fā)現(xiàn)序列相關(guān)的情況②。

由于三種計(jì)量模型中的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值均為0．02。這意味著，廣東省對(duì)外直接投資對(duì)于出口拉動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平起到了積極的作用。它意味著，由于對(duì)外直接投資存在，凈出口與地區(qū)人均產(chǎn)出之間的彈性提高了約40％～50％（在ＯＬＳ和ＳＥＭ中，這個(gè)數(shù)字是41．6％，在2ＳＬＳ模型中，這個(gè)數(shù)字約為50％）。從這個(gè)角度上，對(duì)外直接投資在凈出口促進(jìn)人均生產(chǎn)總值提升的機(jī)制中起到了重要的作用。如果凈出口提高一個(gè)百分點(diǎn)使得2005年人均ＧＤＰ提高了18元，而其中8元是來(lái)自于對(duì)外直接投資對(duì)凈出口的促進(jìn)作用。

此外，本文的計(jì)量分析說(shuō)明廣東省產(chǎn)品出口與對(duì)外直接投資間存在著互補(bǔ)關(guān)系。目前，沒(méi)有證據(jù)表明對(duì)外直接投資替代了出口，或?qū)Τ隹谄鸬搅俗璧K作用；也沒(méi)有證據(jù)表明，政策性支持因素是構(gòu)成對(duì)外直接投資的主要因素。這揭示了廣東省企業(yè)基于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制而自發(fā)的對(duì)外投資行為可能是出于拓展出口產(chǎn)品市場(chǎng)和銷(xiāo)售網(wǎng)絡(luò)、獲得關(guān)鍵技術(shù)和相關(guān)知識(shí)產(chǎn)權(quán)等動(dòng)機(jī)。這與中國(guó)整體的海外投資有所不同。從近年來(lái)中國(guó)整體情況看，規(guī)模較大的海外投資多為國(guó)有大型企業(yè)所主導(dǎo)，因此與國(guó)家的財(cái)政金融等方面的政策性支持密不可分。而廣東省海外投資以民企為主體，這種自發(fā)的海外直接投資反映了市場(chǎng)中的個(gè)體（企業(yè)）對(duì)未來(lái)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)形勢(shì)，特別是對(duì)出口產(chǎn)品市場(chǎng)的預(yù)期。

五、結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)對(duì)不同的計(jì)量模型進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果表明，廣東省對(duì)外直接投資對(duì)于凈出口拉動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平起到了積極的作用。而該地區(qū)的對(duì)外直接投資與出口間存在著明顯的相關(guān)性，說(shuō)明二者間可能存在互補(bǔ)關(guān)系。此外，本文的分析表明，目前在廣東省沒(méi)有證據(jù)表明政策性支持因素是構(gòu)成對(duì)外直接投資的主要因素。這與已有的研究結(jié)果（例如，劉志偉等，2006）不盡相同。原因主要在于廣東省的對(duì)外投資的主體是民營(yíng)企業(yè)，而不是國(guó)有大型企業(yè)。而民營(yíng)企業(yè)的海外投資行為反映了市場(chǎng)個(gè)體的利潤(rùn)最大化行為。從這一角度看，本文的實(shí)證研究結(jié)果支持了Ｍａｒｋｕｓｅｎ（2002）的理論結(jié)論，即個(gè)體的海外投資行為可能與地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)利益相一致。這說(shuō)明在市場(chǎng)化進(jìn)程不斷加快的地區(qū)，企業(yè)自發(fā)的對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)的整體經(jīng)濟(jì)水平提升會(huì)起到積極作用。特別是當(dāng)企業(yè)積極尋求海外渠道提升自身競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力時(shí)，企業(yè)自發(fā)的對(duì)外直接投資會(huì)對(duì)本地區(qū)的出口貢獻(xiàn)率帶來(lái)重要的影響。

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