中國(guó)海外直接投資母國(guó)驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)證研究

黃友星

(山東大學(xué) 管理學(xué)院,山東 濟(jì)南 250100)

中國(guó)海外直接投資母國(guó)驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)證研究

黃友星

(山東大學(xué) 管理學(xué)院,山東 濟(jì)南 250100)

對(duì)OFD I母國(guó)宏觀影響因素的研究,不能簡(jiǎn)單歸結(jié)為企業(yè)將自身優(yōu)勢(shì)與宏觀因素相結(jié)合進(jìn)行 OFD I的問(wèn)題。因?yàn)?諸如母國(guó) GDP、人均國(guó)民收入、外匯儲(chǔ)備等宏觀經(jīng)濟(jì)變量并不對(duì)企業(yè)的 OFD I決策構(gòu)成直接影響,而是通過(guò)企業(yè)規(guī)模,生產(chǎn)成本水平,外匯水平這些因素對(duì)企業(yè)OFD I決策產(chǎn)生間接影響。借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,以企業(yè) OFD I決策有關(guān)的單位企業(yè)規(guī)模、出口、匯率、生產(chǎn)成本、政府政策為解釋變量,選用 1986-2009年數(shù)據(jù)對(duì)影響中國(guó) OFD I的母國(guó)因素進(jìn)行實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)出口、匯率、政府政策是中國(guó)企業(yè) OFD I決策的主要影響因素,而單位企業(yè)規(guī)模和生產(chǎn)成本不是企業(yè) OFD I決策的影響因素。

海外直接投資 (OFD I);母國(guó)驅(qū)動(dòng)因素;實(shí)證研究

一、問(wèn)題的提出

自中國(guó)“走出去”戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái),對(duì)海外直接投資 (OFD I)獲得了快速發(fā)展。2002-2009年期間,中國(guó)OFD I年均增速達(dá)到 55.4%,尤其是 2009年中國(guó)的 OFD I流量為 565.3億美元,占全球的 5.1%,列世界第 5位,中國(guó)已經(jīng)成為世界 OFD I的重要力量。與此同時(shí),一批具有世界規(guī)模的中國(guó)跨國(guó)企業(yè)正在迅速成長(zhǎng),2010年美國(guó)《財(cái)富》世界 500強(qiáng)中,上榜中國(guó)大陸企業(yè)為 42家,它們以占 500強(qiáng)企業(yè) 8.7%的營(yíng)業(yè)額創(chuàng)造了19.9%的利潤(rùn)。

不過(guò),由于中國(guó) OFD I起步較晚、規(guī)模較小,所以既往對(duì)中國(guó) OFD I影響因素的研究多集中于對(duì) OFD I東道國(guó)影響因素的研究,而對(duì)中國(guó) OFD I母國(guó)影響因素的研究則偏重于母國(guó)宏觀因素與 OFD I規(guī)模關(guān)系的研究。因此,從企業(yè)的視角考察母國(guó)因素對(duì)中國(guó)企業(yè) OFD I決策的影響,中國(guó) OFD I規(guī)模受到母國(guó)因素影響等問(wèn)題,在以往的研究文獻(xiàn)中非常少見(jiàn)。眾所周知,企業(yè)是 OFD I投資行為的主體,那么從企業(yè)視角選取與企業(yè) OFD I決策直接相關(guān)的母國(guó)因素作為變量進(jìn)行研究,其意義應(yīng)當(dāng)更具政策含義。

本文在對(duì) FD I理論回顧的基礎(chǔ)上,借鑒已有對(duì)中國(guó) OFD I母國(guó)影響因素的研究成果,并結(jié)合較新數(shù)據(jù),從企業(yè) OFD I決策視角對(duì)中國(guó) OFD I的母國(guó)影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。

二、理論回顧與文獻(xiàn)綜述

FD I理論作為獨(dú)立的理論發(fā)端于 Hymer(1960)的壟斷優(yōu)勢(shì)論。此后,Vernon(1966)提出對(duì)外直接投資的 IPLC理論,即國(guó)際產(chǎn)品生命周期論,指出 OFD I發(fā)生于成熟或標(biāo)準(zhǔn)化產(chǎn)品階段。②Vernon.R.,International Investment and International Trade in Product Cycle[J].Quarterly Journal of Economics,May,1966:p.190-207.Barkey&Casson(1976)進(jìn)一步將 FD I理論一般化,他們利用交易成本理論,提出 FD I產(chǎn)生于為克服中間市場(chǎng)不完全所導(dǎo)致的交易成本而發(fā)生的跨越國(guó)界的內(nèi)部化行為。Koj ima(1978)提出的“邊際產(chǎn)業(yè)”擴(kuò)張論則認(rèn)為依據(jù)比較優(yōu)勢(shì)原則的“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移促進(jìn)了雙方互補(bǔ)型貿(mào)易關(guān)系的形成。作為 FD I理論集大成者的 Dunning(1977)則通過(guò)對(duì)壟斷優(yōu)勢(shì)論、內(nèi)部化理論以及區(qū)位理論的結(jié)合,提出了國(guó)際生產(chǎn)折衷論,即OL I范式。指出,只有在同時(shí)具備所有權(quán)優(yōu)勢(shì) (O)、內(nèi)部化優(yōu)勢(shì) (I)和區(qū)位優(yōu)勢(shì) (L)的條件下,FD I才是進(jìn)入國(guó)際市場(chǎng)的最佳方式;之后他又進(jìn)一步提出了 IDP理論即投資發(fā)展周期論,將一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與對(duì)企業(yè) OL I優(yōu)勢(shì)的動(dòng)態(tài)影響以及 OFD I的水平相對(duì)應(yīng)。①D unning.J.H.,Toward an Eclectic Theory of International Production:Some Empirical Tests[J].Journal of International Business Studies,vol.11,1980:p.9-13.Wells(1983)的小規(guī)模技術(shù)理論和 Lall(1983)的技術(shù)地方化理論則指出發(fā)展中國(guó)家 OFD I與其自身的比較優(yōu)勢(shì)有著密切關(guān)聯(lián)。傳統(tǒng) FD I理論在解釋中國(guó)的 OFD I現(xiàn)象時(shí)雖然存在著局限性,但其仍然是研究中國(guó) OFD I的重要理論基礎(chǔ)。

對(duì)中國(guó)OFD I的母國(guó)影響因素的實(shí)證研究目前主要集中于 OFD I與單個(gè)或數(shù)個(gè)宏觀影響因素的關(guān)系問(wèn)題上。周曄 (2005)利用 1984-2003年數(shù)據(jù)對(duì)影響我國(guó) OFD I的國(guó)內(nèi)宏觀因素進(jìn)行實(shí)證研究,得出影響 OFD I的主要因素為出口、GDP增長(zhǎng)率和匯率,其中出口對(duì) OFD I有最為顯著的正向影響,出口與投資之間有互補(bǔ)關(guān)系。②周曄:《我國(guó)對(duì)外直接投資宏觀影響因素研究》,《企業(yè)經(jīng)濟(jì)》2005年第 6期。邱成立、王鳳麗 (2008)則以 1993-2006年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證研究,發(fā)現(xiàn)出口與 OFD I呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,而資源需求、工資水平與OFD I呈顯著正相關(guān)關(guān)系。馬巍 (2010)選用以中國(guó)省市為單位的 2004-2008年數(shù)據(jù),運(yùn)用協(xié)整理論,Granger檢驗(yàn)等方法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析,發(fā)現(xiàn) OFD I與 GDP、OFD I存量、出口、全員勞動(dòng)生產(chǎn)率呈顯著正相關(guān),與勞動(dòng)力成本呈顯著負(fù)相關(guān),與全國(guó)層面的研發(fā)投入關(guān)系不顯著,但東部地區(qū)研發(fā)投入對(duì)OFD I有顯著影響。樸杉杉 (2010)采用 2003-2007年省級(jí)面板數(shù)據(jù),利用動(dòng)態(tài) VAR模型對(duì)OFD I與進(jìn)出口關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,發(fā)現(xiàn) OFD I是出口的 Granger原因,而 OFD I與進(jìn)口間不存在 Granger因果關(guān)系。黃武俊、燕安(2010)在比較中國(guó)OFD I流量與存量數(shù)據(jù)和多種模型的基礎(chǔ)上,對(duì)我國(guó)的投資發(fā)展路徑(I

DP)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果顯示,中國(guó)處于 IDP的第三階段即所有權(quán)和內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)開(kāi)始增強(qiáng),OFD I流出增速的階段。

筆者認(rèn)為,對(duì) OFD I投資區(qū)位影響因素的研究,可以歸結(jié)為企業(yè)對(duì) OFD I投資區(qū)位的選擇問(wèn)題,即 Dunning在 OL I范式中對(duì)區(qū)位優(yōu)勢(shì)的利用問(wèn)題。然而,對(duì) OFD I母國(guó)宏觀影響因素的研究,卻并不能簡(jiǎn)單歸結(jié)為企業(yè)將自身優(yōu)勢(shì)與宏觀因素相結(jié)合進(jìn)行 OFD I的問(wèn)題。因?yàn)?諸如母國(guó) GDP、人均國(guó)民收入、外匯儲(chǔ)備等宏觀經(jīng)濟(jì)變量并不對(duì)企業(yè)的OFD I決策構(gòu)成直接影響,而是通過(guò)企業(yè)規(guī)模,生產(chǎn)成本水平,外匯水平這些因素對(duì)企業(yè) OFD I決策產(chǎn)生間接影響。另外,經(jīng)驗(yàn)研究表明,政府政策對(duì) OFD I有著重要影響,因此有必要對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步的定量化研究。為此,本文擬從以下三個(gè)方面對(duì)既有研究進(jìn)行擴(kuò)展:

1.以企業(yè)視角選取與企業(yè)OFD I決策直接相關(guān)的母國(guó)因素變量。

2.選取反映企業(yè)所有權(quán)優(yōu)勢(shì)的變量進(jìn)行定量研究。

3.重視政府政策的影響,設(shè)計(jì)相應(yīng)的變量進(jìn)行定量研究。

三、計(jì)量模型與檢驗(yàn)

(一)變量設(shè)計(jì)與選擇

1.研究選取的變量。

被解釋變量。中國(guó)對(duì)外直接投資 (OFD It),即將中國(guó)對(duì)外直接投資額作為本研究的被解釋變量,為確保統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的精確性和有效性,研究選取的中國(guó) OFD I額為非金融業(yè)的 OFD I額,③O FD I額使用非金融業(yè)OFD I額主要基于以下兩點(diǎn)考慮:1.《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》自 2006年開(kāi)始的OFD I額為包括金融業(yè)的全行業(yè)OFD I額,前后統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化。2.金融業(yè)OFD I其內(nèi)部驅(qū)動(dòng)因素較一般產(chǎn)業(yè)的OFD I更為復(fù)雜,更適于單獨(dú)研究。故本文將金融業(yè) OFD I額剔除。并以 GDP平減指數(shù)對(duì) OFD I額進(jìn)行平減,④對(duì)OFD I額使用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減更為合理,但 1991年中國(guó)才開(kāi)始統(tǒng)計(jì)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù),故使用與其相近的 GDP平減指數(shù)對(duì)OFD I額進(jìn)行調(diào)整。以消除價(jià)格因素的影響。

解釋變量和預(yù)期假設(shè)。本文將對(duì)中國(guó)企業(yè)OFD I決策產(chǎn)生直接影響的因素分為兩類:一類是與企業(yè)自身能力相關(guān)的內(nèi)部因素;另一類是可能對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生影響的外部因素。

內(nèi)部因素:變量 1,單位企業(yè)規(guī)模 (SCt-1),研究假定 H1:單位企業(yè)規(guī)模與 OFD I呈顯著正相關(guān)關(guān)系。變量 2,出口水平 (EXt-1),研究假定 H2:出口水平與 OFD I呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

外部因素:變量 3,匯率水平 (EXRAt-1),研究假定 H3:直接匯率與 OFD I呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。變量 4,生產(chǎn)成本水平 (WAt-1),研究假定 H4:生產(chǎn)成本與OFD I呈顯著正相關(guān)關(guān)系。變量 5:政府政策 (POt),研究假定 H5:政府政策與 OFD I呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

2.樣本數(shù)據(jù)來(lái)源。

樣本數(shù)據(jù)選取可獲的連續(xù)性數(shù)據(jù)。OFD I為 1987-2009年非金融業(yè) OFD I,其中 1987-2002年數(shù)據(jù)來(lái)源于UNCT AD的《世界投資報(bào)告》,2003-2009年數(shù)據(jù)來(lái)自商務(wù)部 2003-2009年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》;企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入、企業(yè)個(gè)數(shù)、出口總額、人民幣兌美元直接匯率、年度職工平均工資、CPI為 1986-2008年數(shù)據(jù),來(lái)源于各年版《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,GDP平減指數(shù)為 1986-2009年數(shù)據(jù),取自世界銀行。金額數(shù)據(jù)均以人民幣計(jì)價(jià)。①由于使用各類國(guó)內(nèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)金額進(jìn)行平減,因此金額數(shù)據(jù)均以人民幣計(jì)價(jià)。

(二)計(jì)量模型的提出

對(duì)政府政策變量以外的所有變量取對(duì)數(shù)以消除線性趨勢(shì),建立如下計(jì)量模型:

其中,t為時(shí)間下標(biāo),ζt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(三)模型估計(jì)與計(jì)量檢驗(yàn)

使用計(jì)量軟件 Eviews5.0,采用 OLS回歸分析對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì),得到如下計(jì)量模型擬合結(jié)果:

括號(hào)內(nèi)為 t值的相伴概率:

雖然該計(jì)量模型擬合優(yōu)度較高,調(diào)整后的可決系數(shù)達(dá) 0.931847,但 SCt-1、WAt-1均不能通過(guò) 5%顯著性水平的 t檢驗(yàn),考慮到模型中變量較多,可能存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題,因此考慮剔除冗余變量,使用Testdrop檢驗(yàn)對(duì)變量進(jìn)行篩選,并建立修正后的計(jì)量模型:

其中,t為時(shí)間下標(biāo),ζt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

修正后的計(jì)量模型 F統(tǒng)計(jì)量以及各 t統(tǒng)計(jì)量在 1%水平上均顯著,模型調(diào)整后的擬合優(yōu)度為 0.9326,可以認(rèn)為擬合情況較好。且A I C和 SC信息量分別為 0.557537、0.804383,較修正前均有一定程度的下降,因此可認(rèn)為對(duì)單位企業(yè)規(guī)模(SCt-1)的剔除使計(jì)量模型獲得了改進(jìn)。為確保計(jì)量模型的科學(xué)性和精確性,進(jìn)一步進(jìn)行下列檢驗(yàn):

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)計(jì)量模型的殘差ζt進(jìn)行 ADF單位根檢驗(yàn),t統(tǒng)計(jì)量為 -4.101,小于 1%顯著性水平下的臨界值 -3.788,通過(guò)了 1%顯著性水平的檢驗(yàn)。因此,拒絕原假設(shè),即認(rèn)為不存在單位根,計(jì)量模型數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,該回歸不是偽回歸。

2.異方差檢驗(yàn)。使用不含交叉項(xiàng)的 White檢驗(yàn),其 Obs＊R-squared的相伴概率為 0.1015,不能通過(guò)5%顯著性水平的檢驗(yàn),因此不能拒絕原假設(shè),即認(rèn)為模型中不存在異方差。

3.序列相關(guān)檢驗(yàn).采用 Durbin-Watson檢驗(yàn)對(duì)模型的序列相關(guān)性進(jìn)行分析,根據(jù)修正模型回歸結(jié)果,D.W.統(tǒng)計(jì)量為 1.812348,查表可知在 N=23,K=4,顯著性 5%時(shí),dl=0.99,du=1.79,因此 1.79=du<1.812348<4-du=2.21,表明樣本觀測(cè)值不存在正的或負(fù)的一階自相關(guān)。

4.多重共線性檢驗(yàn)。采用V IF法(方差擴(kuò)大因子法)檢驗(yàn)計(jì)量模型的多重共線性。通過(guò)計(jì)算,各自變量序列膨脹因子依次為 8.0513、0.9224、7.7601、1.0187,膨脹因子均值為 4.4381,均小于 10,因此可認(rèn)為計(jì)量模型不存在嚴(yán)重的多重共線性現(xiàn)象。

通過(guò)上述檢驗(yàn),可認(rèn)為修正后的計(jì)量模型比較合理,于是得到如下回歸方程:

四、對(duì)回歸結(jié)果的描述和解釋

該計(jì)量模型的可決系數(shù)為 0.9448,經(jīng)過(guò)調(diào)整后的可決系數(shù)達(dá)到 0.9326,即模型中的解釋變量大約可以對(duì) OFD I規(guī)模產(chǎn)生影響的全部因素的 93.26%做出解釋,這表明計(jì)量模型具有較高的擬合優(yōu)度;t統(tǒng)計(jì)量在1%水平上均顯著,表明各解釋變量系數(shù)均高度顯著。因此,該模型可以對(duì)我國(guó) OFD I的規(guī)模做出較為精確的解釋。其中,出口、政府政策與 OFD I呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,直接匯率、生產(chǎn)成本與 OFD I呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(一)出口水平與 OFD I呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系

出口對(duì) OFD I的彈性系數(shù)為 3.43,即出口總額每提高 1%,OFD I將增加 3.43%。這與預(yù)期假設(shè)一致,表示出口與OFD I間存在著很強(qiáng)的互補(bǔ)關(guān)系,存在貿(mào)易投資一體化的現(xiàn)象。這符合企業(yè)通過(guò)出口打開(kāi)東道國(guó)市場(chǎng),在市場(chǎng)信息達(dá)到一定積累時(shí)再進(jìn)行對(duì)外直接投資的一般 OFD I路徑。對(duì)東道國(guó)市場(chǎng)的既有出口水平是中國(guó)企業(yè) OFD I決策的內(nèi)部影響因素。

同時(shí),這也說(shuō)明投資對(duì)出口的創(chuàng)造效應(yīng)遠(yuǎn)大于對(duì)出口的替代效應(yīng)。資源尋求型OFD I和市場(chǎng)尋求型OFD I均可產(chǎn)生出口創(chuàng)造效應(yīng),前者表現(xiàn)為資本品的出口,后者則會(huì)通過(guò)投資促進(jìn)東道國(guó)市場(chǎng)的擴(kuò)大,帶動(dòng)資本品、中間產(chǎn)品和制成品的出口;而出口替代效應(yīng)則相對(duì)較小,商品生產(chǎn)的跨國(guó)轉(zhuǎn)移會(huì)產(chǎn)生產(chǎn)品當(dāng)?shù)劁N售或轉(zhuǎn)銷第三國(guó)乃至東道國(guó)對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行模仿后出口的效果 (Vernon,1966),而此類OFD I形成正是 Koj ima(1978)提出的邊際產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移過(guò)程,而由模型中出口與 OFD I的互補(bǔ)關(guān)系可以推定,此類 OFD I的規(guī)模較小。另一方面,由于資源尋求型OFD I和市場(chǎng)尋求型 OFD I產(chǎn)生的出口在很大程度上表現(xiàn)為跨國(guó)公司的公司內(nèi)貿(mào)易,因此出口與OFD I的顯著正相關(guān)也在一定程度上表明我國(guó)企業(yè)的國(guó)際經(jīng)營(yíng)能力正在增強(qiáng),特別是與之相關(guān)的內(nèi)部化能力獲得了顯著成長(zhǎng),內(nèi)部化優(yōu)勢(shì)趨于增強(qiáng)。

(二)直接匯率與 OFD I呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系

直接匯率對(duì) OFD I的彈性系數(shù)為 -2.45,即人民幣兌美元匯率每提高 1%,OFD I將增加 2.45%。這與預(yù)期假設(shè)一致,表明我國(guó)企業(yè)有效地利用了人民幣匯率升值這一促進(jìn) OFD I的主動(dòng)時(shí)機(jī)性因素,使 OFD I獲得了人民幣升值帶來(lái)的資產(chǎn)效應(yīng)。這一實(shí)證結(jié)果也符合 Alibert關(guān)于相同收益流量條件下,本幣升值所引發(fā)的資本化率的提高,會(huì)帶來(lái)更高的資產(chǎn)價(jià)值的理論。這表明發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家企業(yè)的 OFD I對(duì)匯率水平的反應(yīng)是相似的。匯率水平是中國(guó)企業(yè)進(jìn)行OFD I決策的外部影響因素。

(三)生產(chǎn)成本與 OFD I呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系

生產(chǎn)成本對(duì) OFD I的彈性系數(shù)為 -3.12,即年度職工平均工資每提高 1%,OFD I會(huì)減少 3.12%。這和生產(chǎn)成本與 OFD I呈顯著正相關(guān)的預(yù)期假設(shè)相反。這說(shuō)明,一方面中國(guó)OFD I中具有邊際產(chǎn)業(yè)特征的效率尋求型 OFD I比例較小;另一方面,可能意味著中國(guó) OFD I中追求外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)即范圍經(jīng)濟(jì)的 OFD I比例較大。

邊際產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本會(huì)表現(xiàn)出較高的敏感性,使生產(chǎn)成本與 OFD I呈正相關(guān)關(guān)系,而中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本與OFD I呈高度負(fù)相關(guān)這一實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步表明中國(guó)OFD I并不具有邊際產(chǎn)業(yè)的特征。2009年,中國(guó)非金融 OFD I中,投向租賃與商務(wù)服務(wù)業(yè)、采礦業(yè)、批發(fā)與零售業(yè)的比例依次為 42.8%、27.9%、12.8%,而制造業(yè)僅占 4.7%。①商務(wù)部:《2009年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》[EB/OL].http://hzs.mofcom.gov.cn.2010.且有相當(dāng)部分投資于交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械與器材制造業(yè)、通訊設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其它電子設(shè)備制造業(yè)等產(chǎn)業(yè),而這些產(chǎn)業(yè)對(duì)勞動(dòng)力相關(guān)生產(chǎn)成本敏感度相對(duì)較低。同時(shí),由于中國(guó)國(guó)內(nèi)區(qū)域間勞動(dòng)力成本的差異,使邊際產(chǎn)業(yè)的國(guó)際轉(zhuǎn)移可能被國(guó)內(nèi)轉(zhuǎn)移替代,從而極大地減少了邊際產(chǎn)業(yè)型 OFD I的發(fā)生。另外,尋求范圍經(jīng)濟(jì)的OFD I會(huì)產(chǎn)生向特定區(qū)域集中的趨勢(shì)。由于勞動(dòng)力成本的長(zhǎng)期上升趨勢(shì)往往伴隨著國(guó)家整體經(jīng)濟(jì)水平的逐步提高,投資環(huán)境得到持續(xù)改善,而中國(guó)目前 OFD I集中的租賃、商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)、零售業(yè)等行業(yè)可能因范圍經(jīng)濟(jì)集聚的原因而產(chǎn)生對(duì)高水平整體投資環(huán)境更強(qiáng)的投資傾向,國(guó)內(nèi)投資環(huán)境的改善可能減弱以上產(chǎn)業(yè)對(duì)外投資的驅(qū)動(dòng)力。因此,以勞動(dòng)力為代表的生產(chǎn)成本并不是中國(guó)企業(yè)進(jìn)行OFD I決策的外部影響因素。

(四)政府政策與 OFD I呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系

政府政策對(duì) OFD I的彈性系數(shù)為 0.83,即政府的 OFD I促進(jìn)政策水平每提高 1%,將會(huì)為 OFD I帶來(lái) 0.83%的增長(zhǎng)。這與預(yù)期假設(shè)一致。雖然政府政策是模型的四個(gè)變量中對(duì) OFD I彈性唯一小于 1的變量,但考慮到研究中對(duì)政府變量的設(shè)計(jì)只考慮OFD I促進(jìn)政策的短期影響,同時(shí)假定各政策的激勵(lì)水平是相等的。而事實(shí)上,政府的任何一項(xiàng)與 OFD I相關(guān)的政策對(duì) OFD I產(chǎn)生的影響都將是長(zhǎng)期的,政策的效果也存在著差異,這種簡(jiǎn)易的變量設(shè)計(jì)方法會(huì)使該解釋變量對(duì)因變量的影響縮小化。實(shí)際中,政府的 OFD I促進(jìn)政策對(duì)OFD I的彈性系數(shù)的確高于計(jì)量模型中 0.83的估計(jì)。這說(shuō)明,中國(guó)政府旨在促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資的政策對(duì)OFD I的增長(zhǎng)有明顯的推動(dòng)作用,政府行為可以對(duì) OFD I的規(guī)模產(chǎn)生有效地影響。因此,政府政策是中國(guó)企業(yè)進(jìn)行 OFD I決策需考慮的外部影響因素

(五)企業(yè)規(guī)模與 OFD I不存在顯著相關(guān)關(guān)系

中國(guó)OFD I與其自身的所有權(quán)優(yōu)勢(shì)變動(dòng)并不存在顯著相關(guān)性,這一實(shí)證結(jié)果與二者呈顯著正相關(guān)關(guān)系的預(yù)期假設(shè)完全不同。這意味著在整體上,代表企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的所有權(quán)優(yōu)勢(shì)并不是中國(guó)企業(yè)進(jìn)行 OFD I決策的內(nèi)部影響因素。

筆者認(rèn)為,中國(guó)OFD I的增長(zhǎng)與所有權(quán)優(yōu)勢(shì)無(wú)關(guān)這一現(xiàn)象,與政府行為的短期影響有著內(nèi)在的關(guān)聯(lián),政府擁有超乎一般企業(yè)的強(qiáng)大經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)能力,政府通過(guò)扶持手段可以實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè) OFD I的有效介入,從而迅速?gòu)浹a(bǔ)由于企業(yè)所有權(quán)優(yōu)勢(shì)缺失所造成的OFD I內(nèi)部驅(qū)動(dòng)不足,形成政府優(yōu)勢(shì)對(duì)企業(yè)所有權(quán)優(yōu)勢(shì)的短期替代?！?009年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示中國(guó)OFD I的投資主體主要為國(guó)有企業(yè),2009年中央企業(yè)對(duì)外直接投資 382億美元,占流量的 67.6%,2009年末的國(guó)有企業(yè) OFD I占存量的 69.2%。中國(guó) OFD I主體的國(guó)有性質(zhì)與發(fā)達(dá)國(guó)家的OFD I私人資本特征存在著明顯的差異;2008年,中國(guó)進(jìn)入《財(cái)富》雜志世界 500強(qiáng)的26家企業(yè)均為國(guó)有企業(yè),其中 24家企業(yè)為國(guó)資委管轄。①大橋英夫、丸川知雄:《中國(guó)企業(yè)のルネサンス》,東京:巖波書(shū)店 2009年版,第 35頁(yè)。而 2009年末中國(guó)非金融類 OFD I存量前五十大企業(yè)幾乎均為國(guó)有企業(yè)或國(guó)有控股公司。事實(shí)上,即便在產(chǎn)權(quán)清晰的條件下,國(guó)有企業(yè)仍然難以擺脫政府行為的影響,從而形成國(guó)家政府行為與企業(yè)投資行為一定程度上的同一化,而這應(yīng)該歸屬于 Dunning提及的制度性資產(chǎn)對(duì)企業(yè)OFD I的影響問(wèn)題。正是基于中國(guó)企業(yè)背景形成的特有的制度性資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)企業(yè)的OFD I決策產(chǎn)生了影響。

五、幾點(diǎn)啟示

傳統(tǒng)的西方 FD I理論并不能對(duì)中國(guó)企業(yè)的 OFD I現(xiàn)象做出完整合理的解釋,實(shí)證研究的結(jié)果也支持中國(guó) OFD I成因的復(fù)雜性,從帶有中國(guó)特色的 OFD I中可以獲得如下幾點(diǎn)啟示:

(一)重視政府 OFD I扶植政策的合理運(yùn)用

政府扶植和政策支持對(duì)中國(guó)OFD I增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是明顯的。對(duì)于尚處于起步期的中國(guó) OFD I,政府力量的有效發(fā)揮有著至關(guān)重要的作用。日本戰(zhàn)后運(yùn)用政府力量對(duì)弱小產(chǎn)業(yè)的重點(diǎn)培植,最終培育出一批極具國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的產(chǎn)業(yè),這一成功經(jīng)驗(yàn)說(shuō)明政府行為可以有效克服由于市場(chǎng)不完全所導(dǎo)致的后發(fā)國(guó)家企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力不足的劣勢(shì)。因此,對(duì)于中國(guó) OFD I的發(fā)展也應(yīng)注重發(fā)揮政府的力量,但是這種保護(hù)性的優(yōu)勢(shì)替代應(yīng)當(dāng)建立在以保護(hù)促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)力的形成基礎(chǔ)之上,即在保護(hù)期內(nèi)形成企業(yè)自己的所有權(quán)優(yōu)勢(shì),而不能形成對(duì)政府的依賴。

(二)發(fā)揮出口與 OFD I的互補(bǔ)效應(yīng),促進(jìn)貿(mào)易投資一體化優(yōu)勢(shì)的擴(kuò)大

現(xiàn)階段出口仍是對(duì)中國(guó)OFD I增長(zhǎng)最具推動(dòng)作用的因素,而 OFD I對(duì)于貿(mào)易的反向刺激作用亦十分明顯。中國(guó)企業(yè)進(jìn)行OFD I的市場(chǎng)信息和經(jīng)驗(yàn)的積累主要來(lái)源于對(duì)特定市場(chǎng)的出口,而OFD I的產(chǎn)生又使貿(mào)易在特定市場(chǎng)上呈現(xiàn)出進(jìn)一步深化的趨勢(shì)。在出口與OFD I的互動(dòng)過(guò)程中,中國(guó)跨國(guó)公司的內(nèi)部化能力正在獲得持續(xù)的成長(zhǎng)。

(三)對(duì)匯率有利時(shí)機(jī)的利用為中國(guó) OFD I開(kāi)辟了海外資產(chǎn)升值的通道

在對(duì)匯率時(shí)機(jī)的利用問(wèn)題上,中國(guó)企業(yè)與發(fā)達(dá)國(guó)家跨國(guó)公司表現(xiàn)出相同的高敏感傾向,企業(yè)的 OFD I決策都將因匯率變動(dòng)而產(chǎn)生的資產(chǎn)效應(yīng)作為是否進(jìn)行OFD I的重要因素。同時(shí),這也反映出經(jīng)過(guò)一定時(shí)期的OFD I摸索開(kāi)創(chuàng)期,中國(guó)企業(yè)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)環(huán)境的適應(yīng)能力的增強(qiáng)以及 OFD I決策水平的提高。

(四)注重改善國(guó)內(nèi)整體投資環(huán)境,減少 OFD I投資區(qū)位扭曲產(chǎn)生的效率損失

當(dāng)前,中國(guó) OFD I正在實(shí)現(xiàn)由垂直型 OFD I為主向水平 OFD I為主的轉(zhuǎn)變,OFD I的整體升級(jí)意味著投資將更加注重外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)的獲取,而勞動(dòng)力成本因素在中國(guó)企業(yè) OFD I決策中的作用呈下降趨勢(shì)。因此,加大力度積極改善國(guó)內(nèi)投資環(huán)境,有利于中國(guó)企業(yè) OFD I決策的進(jìn)一步合理化,減少由于國(guó)內(nèi)投資環(huán)境不完善而產(chǎn)生的對(duì)外直接投資區(qū)位扭曲現(xiàn)象,為OFD I取得范圍經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造平衡的基礎(chǔ)投資環(huán)境。

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]1003-4145[2011]04-0136—05

2011-01-09

黃友星,男,山東大學(xué)與日本大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究科交換留學(xué)生,山東大學(xué)管理學(xué)院碩士研究生。

(責(zé)任編輯:欒曉平 E-mail:luanxiaoping@163.com)