中國對外直接投資決定因素的實證研究

溫 磊

（中國人民大學(xué)財政金融學(xué)院，北京 100872）

一 引言

雖然中國的對外直接投資有了長足發(fā)展，但與中國的經(jīng)濟(jì)地位相比，對外直接投資的發(fā)展還是相對較落后。2011年中國對外直接投資的總流量為746.5億美元，比2010年增長8.5%。截至2011年底，中國在國外的對外直接投資企業(yè)有1.8萬家，廣泛分布于全球的177個國家或地區(qū)，2011年中國的對外直接投資存量4247.8億美元。2011年中國對外直接投資分別占全球當(dāng)年流量、存量的4.4%和2%。2011年中國對外直接投資流量、存量分別為列全球國家（地區(qū)）排名的第6位、13位。本文借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，對影響中國對外直接投資的因素做了進(jìn)一步探討，最后為中國加速對外直接投資提出一些建議。

隨著中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，海外自然資源的穩(wěn)定供給正成為一個日益關(guān)注的問題［1］。確保重要自然資源的穩(wěn)定供給成為中國積極尋求對外直接投資的重要推動因素（Ye，1992）［2］。Vernon［3］（1966）認(rèn)為出口發(fā)展先于企業(yè)的國外生產(chǎn)，投資前的出口行為是市場風(fēng)險最小化的途徑，出口是對外直接投資擴(kuò)張的先期行為，直接投資是出口的后續(xù)活動，兩者是連續(xù)的，出口對于對外直接投資的促進(jìn)作用，體現(xiàn)在出口可能最終會成為直接投資行為。Belderbos［4］等（1998）分析了日本在歐洲的直接投資，發(fā)現(xiàn)對外直接投資與出口間存在替代效應(yīng)。Dunning［5］（1993）認(rèn)為可以分為資源導(dǎo)向、市場導(dǎo)向、效率導(dǎo)向和戰(zhàn)略導(dǎo)向四種類型，把前兩種類型視為企業(yè)初始對外直接投資的主要原因，把后兩種類型看作為企業(yè)追加對外直接投資的主要原因，就是促進(jìn)企業(yè)參與和推動區(qū)域一體化或全球經(jīng)濟(jì)一體化。Ellingsen等［6］（1999）指出對外直接投資是由于受到外來企業(yè)直接投資的威脅，其本土企業(yè)采取的策略性行為。Clegg和Scott（1999）［7］認(rèn)為貨幣升值對本國對外直接投資有促進(jìn)作用。

二 計量模型和數(shù)據(jù)說明

1.變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文實證研究了2003年1月1日-2010年12月31日中國30個省直轄市的面板數(shù)據(jù)。OFDI是對外直接投資，其數(shù)據(jù)來源:《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;電力消費、出口、貿(mào)易、就業(yè)人員實際平均工資、實際人均GDP、人民幣兌美元匯率、居民消費價格指數(shù)和2008年開始的中國中央政府“四萬億”投資分別用 ELEC、EXP、TRADE、WAGE、PGDP、EXCH、CPI以及 PLAN來表示，數(shù)據(jù)來源于各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

國內(nèi)企業(yè)只有在感受到切身威脅時才會進(jìn)行對外直接投資，在國內(nèi)企業(yè)做出對外直接投資決策和形成實際生產(chǎn)能力間存在時滯［8］，為此引入變量FDIt-1，其中t代表年，該變量的數(shù)據(jù)來源于各省市年度《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，各變量對數(shù)形式的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

2.面板數(shù)據(jù)模型

取對數(shù)后可去除宏變量的異方性，面板數(shù)據(jù)的性質(zhì)和相互關(guān)系也不會變化，

本文的面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為線性對數(shù)形式

其中i代表截面?zhèn)€體，表示中國的30個省市（西藏除外），t代表2003～2010年，α和 γ是常數(shù)項，ui為截面?zhèn)€體的固定效應(yīng)，vit是隨機(jī)誤差項。各變量的預(yù)期符號如表2所示。

表2 變量預(yù)期符號

對于不同類型的面板數(shù)據(jù)，有三種計量方法分別為混合OLS、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE），建模時會有不同的側(cè)重點，至于究竟應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，如果研究樣本是從總體隨機(jī)抽樣得到的，并且，預(yù)期利用模型解釋或推斷總體的統(tǒng)計性質(zhì)，則將模型設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)模型合理，檢驗個體效應(yīng)不顯著，可以采用混合OLS。在個體效應(yīng)顯著的情況下，還需要在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)之間進(jìn)行選擇。例如模型1.1，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量為F（29，197）=5.03，拒絕原假設(shè)“個體效應(yīng)ui等于零”在混合OLS與固定效應(yīng)模型間，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型;其次，拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗的統(tǒng)計量為1 023.68，拒絕原假設(shè)“個體效應(yīng)ui方差為零”，在混合OLS與隨機(jī)效應(yīng)模型間，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman檢驗統(tǒng)計量為0.19，相伴概率為0.998，不能拒絕“隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)的估計量沒有實質(zhì)性差異的”零假設(shè)，得知隨機(jī)效應(yīng)更為有效，因此，本文將采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計。而對于隨機(jī)效應(yīng)模型，Greene［9］（2000）指出采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計可減少估計誤差。

模型（1）、模型（2）的回歸結(jié)果如表3和表4所示。表3和表4的結(jié)果說明各省市的電力消費量與對外直接投資之間存在顯著的正向關(guān)系。雖然總體上來說，中國各地區(qū)有著豐富的自然資源，但中國人均資源占有量不到世界平均水平的一半，單位GDP能耗、物耗大大高于世界平均水平，并且隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對能源等資源的需求日趨旺盛，資源的供需矛盾更加突出，因此尋求資源日益成為中國對外投資的一個重要動因。出口和貿(mào)易顯著地促進(jìn)了對外直接投資。出口以及進(jìn)出口貿(mào)易額增大，進(jìn)口國企業(yè)在競爭中將面臨較大的沖擊，因此，進(jìn)口國企業(yè)就會對政府施加壓力，尋求政府對出口國出臺相應(yīng)的貿(mào)易保護(hù)政策。改革開放以來，中國的進(jìn)出口貿(mào)易迅速發(fā)展，2010年中國的進(jìn)出口總額為29 740.0億美元，其中，出口額為15 776.5億美元，進(jìn)口額為13 962.4億美元，貿(mào)易順差達(dá)到了1 815.1億美元?？梢哉f，中國貿(mào)易順差的高企，是造成中國與其主要貿(mào)易伙伴之間頻繁發(fā)生貿(mào)易摩擦［10］，因此，歐盟和美國不斷對中國實施反傾銷、反補(bǔ)貼等措施，對中國的出口企業(yè)產(chǎn)生非常大的影響。面對主要貿(mào)易伙伴實施的貿(mào)易保護(hù)，可以采取利用對外直接投資，來降低貿(mào)易保護(hù)的負(fù)面影響。出口貿(mào)易額越大，企業(yè)越有可能對外直接投資。

表3 模型（1）估計結(jié)果

表4 模型（2）估計結(jié)果

續(xù)表4

模型 1.1、1.4、2.2、2.4 的結(jié)果顯示實際（就業(yè)人員）平均工資的增長正向顯著地影響了對外直接投資。2003年和2010年中國城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資分別為13 969元以及36 539元，2010年工資水平是2003年的2.6倍。工人工資水平的升高增加了國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本，對于生產(chǎn)出口產(chǎn)品的國內(nèi)企業(yè)來說，如果國內(nèi)生產(chǎn)成本高于國外，它就會選擇通過對外直接投資方式在國外設(shè)廠生產(chǎn)，以降低生產(chǎn)成本以及運輸成本等，提高生產(chǎn)效率。

模型1.2、1.3、2.3結(jié)果顯示省市的人均 GDP與其對外直接投資存在顯著正相關(guān)關(guān)系。2010年中國的GDP總量為401 202.0億元，人均GDP為29 992元，以1:6.76（2010年人民幣兌美元匯率平均價）的匯率可分別折算為59 349.4億美元以及4 436.6美元，依照鄧寧的理論，中國的對外直接投資已經(jīng)處在第三階段。而中國東南沿海省份和直轄市如上海、北京、天津、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南的人均 GDP分別為11 254、11 234、10 798、6 266、7 817、7 650、5 921、6 081、6 618、2 991以及3 525美元，除了廣西和海南外，其它東部省市都進(jìn)入了第四階段。經(jīng)濟(jì)發(fā)展為中國儲備了大量的外匯資金（2010年中國的外匯儲備額為28 473.38億美元），從而促進(jìn)中國對外直接投資的發(fā)展。

由表3和表4可看出外商直接投資正向促進(jìn)了對外直接投資，2003年和2010年中國實際利用外資額為561.40億美元、1 088.21億美元，2010年實際利用外資額是2003年的1.94倍。隨著中國吸引外商直接投資的迅猛增加，中國國內(nèi)企業(yè)面臨巨大的壓力，考慮到策略性型競爭的目的，國內(nèi)企業(yè)將會增加對外直接投資，這些地區(qū)的OFDI會隨著流入這些地區(qū)的FDI的增加而增加。但變量外商直接投資的系數(shù)在10%水平上并不顯著，這與（代中強(qiáng)，2008）的發(fā)現(xiàn)一致。主要的原因可能是由于“假外資”現(xiàn)象（內(nèi)資以對外直接投資形式流出，后又以外商直接投資形式進(jìn)入國內(nèi)）造成的。

模型1.3、1.4結(jié)果顯示美元對人民幣匯率升高顯著負(fù)向影響了對外直接投資，因此，直接影響投資和收益的價值量是匯率變動，本文中主要以美元為單位來計量中國的對外直接投資，美元兌人民幣匯率水平升高導(dǎo)致中國對外直接投資成本的增加。

模型1.1、1.2、2.2-2.5結(jié)果說明通貨膨脹與“四萬億”投資顯著促進(jìn)了對外直接投資的發(fā)展。在通貨膨脹的情況下，國內(nèi)工人的貨幣工資會增加，同時原材料價格也會上漲，造成國內(nèi)投資成本上升，利潤減少。通貨膨脹阻礙了國內(nèi)投資，推動了以尋求較低生產(chǎn)成本為動機(jī)的對外直接投資。而對于2008年的“四萬億”投資，隨著一攬子計劃的貫徹落實，2009年前三季度，GDP同比增長7.7%，社會消費品零售總額同比增長15.1%，扣除價格因素，實際增長17%，比上年同期加快2.8個百分點。2009年1-9月，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入1.297萬元，同比增長9.3%，扣除價格因素，實際增長10.5%。農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入4 307元，比上年同期增長8.5%，扣除價格因素，實際增長9.2%。

三 結(jié)論

本文研究結(jié)果表明:中國對外直接投資與國內(nèi)省份及直轄市的電力消費是正向關(guān)系，說明電力消費上升將正向影響著中國對外直接投資，表明中國對外直接投資具有能源型趨勢的特點，特別是近幾年中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，中國對外海外能源的依賴程度越來越大，尋求海外能源的穩(wěn)定供應(yīng)，已經(jīng)成為中國對外直接投資的最為重要驅(qū)動力;實證結(jié)果顯示，中國的對外直接投資與其出口及貿(mào)易的增長關(guān)系是顯著正向關(guān)系。勞動力成本、通貨膨脹的正向影響，說明了中國對外直接投資有效率導(dǎo)向型特點;美元兌人民幣匯率升高負(fù)向影響了對外直接投資，政府投資政策顯著促進(jìn)了對外直接投資。

最后要提及的是中國對外直接投資的發(fā)展是一個動態(tài)的過程，而確保海外能源的穩(wěn)定供應(yīng)，將是中國對外直接投資的重點產(chǎn)業(yè)，也是影響中國對外直接投資的重要原因，也是中國發(fā)展自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略之一。從歐美發(fā)達(dá)國家對外直接投資的發(fā)展過程看，都經(jīng)歷從資源型投資到制造業(yè)投資，再到第三產(chǎn)業(yè)為主的投資，因此，基于中國實際情況，中國的對外直接投資還處在快速發(fā)展階段，目前，中國的對外直接投資已經(jīng)經(jīng)歷了從資源型開發(fā)到加工貿(mào)易的過程，正逐步轉(zhuǎn)型為投資科技與服務(wù)為主的投資，政策上為了更好地發(fā)揮中國對外直接投資的作用，中國政府應(yīng)充分考慮影響中國對外直接投資的決定因素，采取制定相應(yīng)的鼓勵、扶持政策，可以說政府在對外直接投資發(fā)展中扮演著十分重要的作用。

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