中國外商投資影響對外投資的地區(qū)差異及門檻效應

李洪英, 李京文, 劉文麗

(1. 北京工業(yè)大學 經管學院, 北京　100124; 2. 河北科技大學 經管學院, 河北 石家莊　050018)

?

中國外商投資影響對外投資的地區(qū)差異及門檻效應

李洪英1,2, 李京文1, 劉文麗1

(1. 北京工業(yè)大學 經管學院, 北京100124; 2. 河北科技大學 經管學院, 河北 石家莊050018)

摘要:以2003—2013年中國31個省區(qū)市的面板數據為樣本,利用計量方程驗證了IFDI對OFDI的影響具有地區(qū)差異性;運用門檻模型發(fā)現(xiàn)IFDI對OFDI的影響存在門檻效應,且影響因素IFDI規(guī)模、人均GDP和人均出口都具有雙重門檻。研究結果表明:IFDI對OFDI的影響作用,以全國數據為樣本并不明顯,而以區(qū)域數據為樣本則表現(xiàn)為差異性較大的促進作用,且中部地區(qū)作用最大,東部次之,西部最小。運用雙重門檻模型發(fā)現(xiàn)只有當IFDI規(guī)模、人均出口適中,人均GDP較高時,IFDI對OFDI的促進作用才會最大。據此提出了有利于中國“引進來”促進“走出去”的對策建議。

關鍵詞:外商直接投資; 對外直接投資; 地區(qū)差異; 門檻效應

一、 問題的提出

改革開放以來,中國經濟走出了具有特色的開放型道路,實施了從“引進來”到“走出去”的國家戰(zhàn)略。截止到2014年底,中國成為了世界第一吸引外資國和第三對外投資國。當前中國的國際投資面臨著新的形勢：一是中國吸引外商直接投資(inward foreign direct investment,簡稱IFDI)進入了2.0時代。外商直接投資受中國土地價格、勞動力成本及環(huán)境污染限制等影響,其投資結構發(fā)生了顯著變化。二是中國對外直接投資(outward foreign direct investment,簡稱OFDI)進入了新的時期,其流量已經接近并且未來幾年肯定會超越外商直接投資。中國資金充裕了,企業(yè)走了出去,我們未來將如何對待外資,外資是否還有作用?三是中國“一帶一路”國家戰(zhàn)略正在緊鑼密鼓地實施,與沿線國家的雙向投資頻繁進行,理清外商投資與對外投資的關系至關重要。四是我國的“引進來”和“走出去”國家戰(zhàn)略已經取得了很大成績,未來如何調整使其更加協(xié)調發(fā)展很值得關注。因此,要回答和理清這些問題,需要我們深層次地探索中國對外直接投資的發(fā)展是否受外商直接投資影響,若存在影響,這種影響是否具有區(qū)域差異性及其產生的原因是什么?

二、 文獻綜述

關于IFDI對OFDI的影響,國內外研究成果較少。在理論上,尹應凱(2002)認為IFDI是OFDI的重要基礎,發(fā)展中國家吸收IFDI可以解決“儲蓄、外匯雙缺口”瓶頸,外商投資的技術外溢和競爭效應能夠促進本土企業(yè)對外投資能力的形成[1]。Dunning(1981)的投資發(fā)展路徑理論(IDP)闡述了一國經濟發(fā)展水平與凈OFDI的關系,從邏輯上認為吸收IFDI可以提高東道國人均國民收入,加速其OFDI的發(fā)展[2]。關于IFDI影響OFDI的機制,陳濤濤等(2015)認為IFDI通過直接影響、溢出效應、競爭效應、示范效應等影響目標國特定產業(yè)的產業(yè)環(huán)境,而受到影響的該環(huán)境培育了本土企業(yè)的國際競爭力和對外投資所有權優(yōu)勢,從而促進了OFDI的發(fā)展[3]。在實證上,對于中國IFDI與OFDI的關系研究多是采用時間序列的協(xié)整分析技術。萬麗娟等(2007)認為兩者之間不存在長期的均衡關系[4];陳濤濤等(2011)通過實證得出IFDI對OFDI的促進作用不明顯[5];肖光恩(2010)利用協(xié)整技術認為兩者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系,但這種關系在不同時期具有動態(tài)波動差異性[6];李洪英(2015)得出1982—2013年中國IFDI和OFDI的數據結構發(fā)生了變化,其存在三個階段的協(xié)整關系[7]的結論。IFDI影響OFDI的實證結果差異很大,其原因可能是東道國其他因素存在一定的門檻影響了IFDI向OFDI的傳導。IFDI的技術外溢效應可以促進本土企業(yè)對外投資所有權優(yōu)勢的形成,已為大家所共識。余泳澤(2012)證實了IFDI的技術外溢存在IFDI規(guī)模、潛在市場規(guī)模等門檻條件[8]。即當IFDI規(guī)模和潛在市場規(guī)模適宜時,其技術外溢明顯,而伴隨兩者逐漸增大,其技術溢出效應反而會不斷減弱。此外,Goh等(2013)認為出口規(guī)模的大小或許能夠影響IFDI對OFDI的作用[9]。因為IFDI可以帶來出口的增加,但是出口對OFDI的影響不確定,有可能是互補或替代關系。

從國內外文獻可以發(fā)現(xiàn),一是現(xiàn)有的研究多是采用國家層面的時間序列。由于中國實施對外開放和對外直接投資發(fā)展時間較短,其可獲取的樣本較少,不能很好地反映出變量之間的長期關系。二是現(xiàn)有研究多是分析IFDI和OFDI是否存在長期均衡關系,沒有深入探討IFDI對OFDI的影響是否存在差異性及其產生的原因。三是現(xiàn)有研究多是關注IFDI技術外溢的門檻效應,沒有進一步考慮IFDI影響OFDI是否也存在門檻效應。因此,本文采用中國省級面板數據檢驗IFDI對OFDI的影響作用是否存在差異性和門檻效應。

三、 IFDI影響OFDI的地區(qū)差異

1. 模型設定

IFDI影響OFDI能力形成的現(xiàn)有研究,絕大部分都是建立在Dunning 的IDP理論之上。本文也是依據此模型進行拓展和轉換。在IDP模型中,人均凈對外投資為一國人均對外投資額與該國人均利用外商投資額的差值。本模型為了探討IFDI對OFDI的影響作用,把凈對外投資拆分為IFDI和OFDI兩部分,其中OFDI作為被解釋變量,IFDI作為解釋變量。Dunning等認為外商直接投資進入東道國需要較長時間的資本轉化、技術外溢等才能增強東道國的所有權優(yōu)勢,提高其對外投資能力。所以,外商直接投資對對外直接投資的影響主要來源于外商投資規(guī)模存量的積累[10-11]。因此,本文引入外商直接投資存量作為核心解釋變量。IDP模型的人均國民收入仍然保留在模型中,但由于國家不再統(tǒng)計,本文用人均GDP(GDPP)代替作為控制變量。此外,Dunning等(2015)認為國際貿易介于吸引外商投資和對外投資中間,對國際投資影響較大,而出口可以為東道國積累資本國際化的經驗,進而提高了東道國對外投資的能力[10-12]。因此,引入人均出口(EXP)作為控制變量。最終的模型設定如下:

lnOFDI=α0+β1lnIFDI+β2lnGDPP+

(1)

式中,OFDI為對外直接投資存量,IFDI為外商直接投資存量,GDPP為人均國內生產總值,EXP為人均出口,μ為隨機擾動項。為了降低異方差和異常項對模型數據平穩(wěn)性的影響,采用了對所有變量取對數的方法。

2. 樣本和數據來源

本文采用省級面板數據,用于分析中國IFDI影響OFDI的地區(qū)差異性。根據中國的經濟特征、地理區(qū)位,以及參照西部大開發(fā)的劃分,選取了中國31個省區(qū)市,并劃分為東、中、西3大地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省份;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、陜西、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古12個省區(qū)市。數據時間選取2003—2013年,IFDI對OFDI的影響主要來自量的累積作用,因此選取這兩個變量的存量。OFDI數據來源于2003—2013年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;IFDI數據來源于2004—2014年各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒;各省區(qū)市的人均GDP、出口額和人口總數均來自于2004—2014年中國統(tǒng)計年鑒。模型的估計采用Stata 13.0完成。

3. 實證結果

表1給出了全國、東部、中部、西部分別使用固定效應模型和隨機效應模型進行的實證結果及Hausman檢驗。

表1　模型的實證結果

注: ① FE表示固定效應模型,統(tǒng)計量為F值,括號內數值為對應回歸系數的t值;RE表示隨機效應模型,統(tǒng)計量為Z值,括號內數值為對應回歸系數的z值。

② *、**、***分別表示回歸結果在10%、5%和1%水平上顯著,下同。

從表1中可以看出,全國樣本和東部地區(qū)樣本采用固定效應模型表現(xiàn)較優(yōu),中、西部地區(qū)采用隨機效應模型表現(xiàn)較優(yōu)。從全國樣本來看,人均GDP系數為3.650 8且非常顯著,與IDP理論完全相符,但是人均出口和IFDI系數均為負,且均不顯著,說明IFDI和人均出口對OFDI為不明顯的抑制作用。從3大區(qū)域來看,IFDI對OFDI影響的地區(qū)差異較大。中部地區(qū)IFDI的系數為0.354 6,且在10%水平上顯著,而東部、西部地區(qū)IFDI的系數都不顯著,分別為0.192 1和0.079 1。3個地區(qū)人均GDP系數都為正數且在1%水平上非常顯著,東部地區(qū)系數為4.585 1,高于西部的3.397 9和中部的3.622 5,表明東部地區(qū)的人均GDP對OFDI的促進作用高于中、西部地區(qū)。人均出口系數只有在東部地區(qū)顯著,中、西部均不顯著,其中東部和西部對OFDI成負向影響,而中部人均出口對OFDI成正向作用,表明人均出口過大或過小對OFDI的形成具有抑制的作用。

由上面的實證結果可以發(fā)現(xiàn):中國IFDI對OFDI的促進作用總體并不明顯,這與陳濤濤、潘文卿、陳曉研究中國IFDI促進OFDI的結論一致[5]。這個實證結果好像與中國實際現(xiàn)狀相矛盾,但是從東部、中部、西部區(qū)域角度,我們發(fā)現(xiàn)IFDI對OFDI的影響地區(qū)差異很大,且都表現(xiàn)為強弱不同的促進作用,其中中部作用最大。這說明了IFDI對OFDI的直接影響不明顯,更多是間接影響。如IFDI進入中國,直接影響了產品市場、資源市場、金融市場、產業(yè)環(huán)境及投資政策的的變化,而中國的這些變化能夠直接影響到本土企業(yè)OFDI的形成。IFDI對OFDI影響的地區(qū)差異性,其原因理論上可以假設為區(qū)域內其他因素影響了IFDI向OFDI傳導的通達性所致。因此,需要進一步驗證不同規(guī)模水平的其他因素,是否能夠導致IFDI和OFDI兩者作用具有顯著差異性。

四、 IFDI促進OFDI形成的門檻檢驗

為了進一步驗證中國IFDI對OFDI的促進作用,揭示區(qū)域間影響作用差異性的原因,本文引入了面板門檻模型。該模型用來檢測IFDI規(guī)模、人均GDP和人均出口是否存在門檻效應使得IFDI對OFDI的影響明顯不同。

1. 面板門檻模型

門檻分析起源于1978年Tong提出的門限自回歸模型,這是一種非線性時間序列模型,在經濟領域廣泛應用。后經發(fā)展應用于面板數據,特別是Hansen提出了采用“自體抽樣法”檢驗計算統(tǒng)計量的漸進分布,判斷門檻效應的顯著性,使得面板門檻模型更加準確。本文采用Hansen的面板門檻回歸方法[13]。選取lnIFDI、lnGDPP和lnEXP為門檻變量,并且考慮到這3個變量影響OFDI與IFDI的關系可能存在多個門檻值,所以分別建立如下的3個多重門檻模型。

lnOFDIit=α0+α1lnGDPPit+α2lnEXPPit+β1lnIFDIit·I(lnIFDIit≤γ1)+β2lnIFDIit·

(2)

lnOFDIit=α0+α1lnEXPit+β1lnIFDIit·I(lnGDPPit≤γ1)+β2lnIFDIit·

(3)

lnOFDIit=α0+α1lnGDPPit+β1lnIFDIit·I(lnEXPit≤γ1)+β2lnIFDIit·

(4)

其中,i=1,2,…,N,表示不同的省市;t=1,2,…,T,表示時間。I(·)為指標函數,γ1<γ2<…<γn為n個不同水平門檻值。

本文運用Stata 13.0軟件通過穩(wěn)健性面板門檻估計方法,對2003—2013年中國31個省區(qū)市的全部樣本進行檢驗,以期發(fā)現(xiàn)門檻效應的存在。其中門檻值的統(tǒng)計顯著性檢驗,設置網格300個,并進行500次的“自抽樣法”重復估計。

2. 門檻模型選擇

表2分別給出了3個門檻變量單一門檻、重門檻和三重門檻的F統(tǒng)計量。從表2中可以發(fā)現(xiàn),門檻變量lnIFDI在1%水平下單一門檻和雙重門檻極其顯著,三重門檻不顯著。鑒于雙重門檻模型的F統(tǒng)計值較大,其自抽樣門檻檢驗P值更低,變量lnIFDI選取雙重門檻模型。門檻變量lnGDPP單一門檻在5%水平上顯著,雙重門檻在1%水平上極其顯著,三重門檻不顯著,選取雙重門檻模型。門檻變量lnEXP在10%水平上單一門檻和三重門檻都不顯著,而雙重門檻在1%水平上極其顯著,選取雙重門檻模型。此外,表2在雙重門檻模型下給出了3個變量的門檻估計值及其95%的置信區(qū)間。lnIFDI、lnGDPP、lnEXP的兩個門檻估計值分別為11.731和15.62、9.384和10.253、5.719和8.001。

雙

3. 面板門檻實證分析

表3列出了人均GDP、人均對外出口及IFDI規(guī)模的雙門檻模型估計結果。IFDI規(guī)模雙門檻模型中,所有變量參數估計在1%水平上非常顯著,IFDI規(guī)模對OFDI具有明顯的促進作用。當IFDI低于門檻值12.436 8億人民幣時,IFDI每增加1個單位,將會帶動OFDI增加0.386個單位;當IFDI規(guī)模處于12.436 8億人民幣和607.686 8億人民幣之間時,1個單位IFDI的增加將會帶來OFDI增加0.620個單位;當IFDI規(guī)?？邕^607.686 8億人民幣時,IFDI促進OFDI的作用具有下降的趨勢,其系數從0.620降低為0.543。在人均GDP雙門檻模型中,變量lnEXP在5%水平上顯著,與人均GDP門檻區(qū)間相對應的3個lnIFDI變量在1%水平上顯著。伴隨人均GDP的增加,IFDI促進OFDI能力逐漸增強。當人均GDP小于11 896.51元人民幣時,每增加1個單位IFDI,可以促進0.867個單位OFDI的增加;當人均GDP跨越這門檻且低于28 367.52元人民幣時,IFDI對OFDI的促進系數變?yōu)榱?.013;當人均GDP超過28 367.52元人民幣時,IFDI帶動OFDI的系數增加為1.124。在人均出口雙門檻模型中,所有變量的參數估計在1%水平上非常顯著。隨著人均出口規(guī)模的增加,IFDI具有對OFDI的正向促進作用,但呈先增加后下降趨勢。當人均出口規(guī)模小于304.60元人民幣時,每增加1個單位IFDI可以促進0.986個單位OFDI的增加;當人均出口規(guī)模超過這個門檻值且小于2 983.94人民幣時, IFDI對 OFDI的促進系數增加為1.055;當人均出口超過第二個門檻值2 983.94元人民幣時,IFDI對OFDI的促進系數減弱為0.909。

表3　門檻模型系數估計結果

注: 括號內為門檻值,GDPP、EXP單位為元,IFDI單位為億元。

表4列出了中國2004年和2013年31個省區(qū)市3個門檻變量分布,它們進一步反映出人均GDP、人均出口、IFDI規(guī)模所產生的門檻效應與中國東、中、西部三大地區(qū)間IFDI推動OFDI的差異性具有很大的相關性。在IFDI規(guī)模門檻效應中,2004年只有西部的貴州、云南等6省處于第一個門檻之下;東部大部分、中部全部和西部絕大部分的22個省區(qū)市處于兩門檻值中間;只有東部江蘇、山東、廣東3省跨越了第二個門檻值。經過10年發(fā)展,到2013年IFDI規(guī)模的階段分布變化不大,只有東部的天津、上海從第二階段跨入了第三階段,其他省區(qū)市基本上沒有變化?？傮w而言,從2004年到2013年31個省區(qū)市IFDI規(guī)模分布呈兩頭小中間大的橄欖球形狀,絕大部分省區(qū)市集中在第二階段,IFDI促進OFDI的作用較第一、三階段都強。這些說明我國的IFDI促進OFDI正處于快速增長時期,但未來隨著跨過第二個門檻省區(qū)市的增加,IFDI對OFDI的促進強度逐漸降低。人均GDP門檻效應中,2004年IFDI促進OFDI的作用整體較弱,因為中、西部地區(qū)及東部地區(qū)河北、廣西和海南都處于第一個門檻之下;只有東部地區(qū)的天津、遼寧等7省區(qū)市處于兩個門檻中間,北京和上海兩地超越了第二個門檻值。到2013年所有省區(qū)市的人均GDP都已經跨越了第一個門檻值,隨著人均GDP的增加,IFDI促進OFDI的作用逐漸增強?？缭降诙€門檻值的省區(qū)市也由2004年的兩個增加到11個,IFDI 對OFDI的推動效應也在增強。人均出口門檻效應中,2004年只有西部的四川、貴州等5省處于第一門檻值以下;東部的北京、遼寧等7省區(qū)市跨越了第二門檻;其余的19個省區(qū)市如河北、上海等都處于兩門檻之間。2013年處于第二階段的省區(qū)市數量保持不變仍為19個,只是第一階段的江西、湖南、四川、貴州跨過門檻值進入了第二階段,而第二階段的青海滑落到第一階段,上海、山東、重慶從第二階段跨入了第三階段?？傮w而言,隨著人均出口的增加,IFDI促進OFDI的作用呈先上升后下降趨勢,目前中國正處于第二階段。

表4　門檻值及數據分布

通過門檻模型的檢驗分析,我們發(fā)現(xiàn)IFDI促進OFDI存在門檻效應,即它們兩者的關系受IFDI規(guī)模、人均GDP及人均出口門檻值影響。在IFDI規(guī)模門檻效應中,隨著IFDI規(guī)模的增加,IFDI對OFDI的促進作用先增加后降低。由于東道國形成對外投資能力的大小與外商直接投資技術外溢的大小密切相關,而外商投資技術外溢又與IFDI規(guī)模相關,該結論與余泳澤(2012)探討IFDI規(guī)模與外商技術外溢門檻效應的結論完全一致[8]。在經濟發(fā)展初期大量引入IFDI,解決了國內建設資金不足及技術落后的問題,IFDI不僅為東道國積累了大量資本,而且通過技術外溢效應和競爭效應提高了本土企業(yè)國際競爭力,間接促進了對外投資的快速發(fā)展。隨著IFDI流入規(guī)模的增加,當東道國眾多跨國企業(yè)資本充足、技術水平相對較高且已具備對外投資能力時,IFDI促進OFDI形成的資金優(yōu)勢和技術優(yōu)勢則逐漸下降。在人均GDP門檻效應中,經濟發(fā)展水平越高,IFDI對OFDI的促進作用越大。這與Dunning(1981)的國際投資發(fā)展周期理論所隱含的結論相一致,即隨著人均國民收入的增加,對外直接投資也會增加[2]。主要是經濟發(fā)展水平高的地區(qū),其對外開放度和技術水平較高,非常有利于IFDI技術資本效應的吸收,使得該地區(qū)形成對外投資能力的速度較快。在人均出口門檻效應中,隨著跨越門檻值的增加,IFDI對OFDI的促進作用先增強后減弱。IFDI的增加勢必會持續(xù)增加人均出口的規(guī)模。陳潔、藍振風(2013)認為出口是企業(yè)對外投資的重要先導,當某商品的出口規(guī)模達到一定程度后,企業(yè)為了規(guī)避貿易壁壘、減少運輸和生產成本會選擇在商品銷售國進行投資生產,從而出口會促進OFDI的增加,兩者表現(xiàn)為互補性[14],此時IFDI對OFDI的促進作用增強。當出口跨越門檻值以后,由于市場的有限性,若某種商品出口規(guī)模繼續(xù)增加,勢必會降低該商品對外投資的增速,甚至將來會減少對外投資,使得出口和對外直接投資由互補性逐漸轉為替代性,進而IFDI對OFDI的促進作用減弱。

五、 結論及啟示

本文利用2003—2013年中國31個省區(qū)市的面板數據,首先驗證了中國IFDI對OFDI的促進作用,盡管全國樣本不支持這一結論,但使用區(qū)域樣本檢測出了促進效應,并且東部、中部、西部中促進作用大小具有明顯的差異性,其中中部促進作用最大。其次,使用門檻模型進一步探索了IFDI促進OFDI地區(qū)差異性的深層次原因。我們發(fā)現(xiàn)IFDI促進OFDI的效應,在很大程度上受到IFDI規(guī)模、人均GDP及人均對外出口的影響。IFDI規(guī)模存在兩個門檻,隨著逐級跨越門檻,其對OFDI的促進作用先是持續(xù)增加,后呈下降趨勢。當前,只有東部極少數省區(qū)市超過了第二個門檻,IFDI的促進作用減弱;東部、西部絕大部分及中部全部都處于IFDI高速促進OFDI的第一和第二個門檻值之間。人均GDP存在雙門檻效應,其門檻規(guī)律為人均GDP越高,中國IFDI促進OFDI的作用越大。2013年,中國東部地區(qū)除了河北、海南外都高于第二個門檻值,其IFDI的促進作用最大;其他地區(qū)處于兩門檻值之間,IFDI的促進作用較大。人均對外出口也存在雙門檻效應,伴隨其規(guī)模的增加,IFDI對OFDI的促進作用呈先增強后減弱的趨勢。目前,東部9省和重慶市跨越了第二門檻,其IFDI的促進作用變小;中部全部和西部絕大部分省區(qū)市處于兩個門檻值之間, IFDI的促進作用最大;西部的甘肅、青海沒有跨越第一個門檻值,IFDI的促進作用較大。

IFDI規(guī)模、人均GDP和人均出口的門檻值,對于“引進來”促進“走出去”及完善、調整兩者相協(xié)調的國家戰(zhàn)略具有如下啟示:①根據人均GDP門檻效應,利用東部地區(qū)經濟水平較高和基礎環(huán)境較好的優(yōu)勢,重點吸引高質量外資,側重于科技服務業(yè)和戰(zhàn)略性新興產業(yè),最大可能地發(fā)揮外商投資對對外投資的推動作用。②運用外商投資規(guī)模的門檻效應,利用國家優(yōu)惠政策加大中、西部地區(qū)吸引外資的規(guī)模,特別是借助“一帶一路”戰(zhàn)略的推進,西部地區(qū)對外投資可實現(xiàn)快速增加。③把握對外出口的門檻效應,重點提高東部地區(qū)出口產品的科技含量和出口商品的結構調整,中西部注重出口規(guī)模的增加,實現(xiàn)中國對外投資的持續(xù)發(fā)展[15-23]。

參考文獻:

[1] 尹應凱. 試論發(fā)展中國家利用外資與對外投資的互動關系[J]. 國際貿易問題, 2002(1):36-39.

[2] Dunning J H. Explaining the International Direct Investment Position of Countries: Towards a Dynamic or Developmental Approach[J]. Review of World Economics, 1981,117(1):30-64.

[3] 陳濤濤,陳曉. 吸引外資對對外投資能力的影響機制——機制分析框架的初步構建[J]. 國際經濟合作, 2015(5):4-11.

[4] 萬麗娟,彭小兵,李敬. 中國對外直接投資宏觀績效的實證[J]. 重慶大學學報(自然科學版), 2007,30(5):143-149.

[5] 陳濤濤,潘文卿,陳曉. 吸引外資對于對外投資能力的影響研究[J]. 國際經濟合作, 2011(5):4-13.

[6] 肖光恩. 外商在華直接投資與中國對外直接投資能否相互促進?——基于UNCTAD 1982—2007年中國數據的實證分析[J]. 珞珈管理評論, 2010(1):106-113.

[7] 李洪英. 中國對外投資與外商投資變結構協(xié)整分析[J]. 國際貿易問題, 2015(8):104-111.

[8] 余泳澤. FDI技術外溢是否存在“門檻條件”——來自我國高技術產業(yè)的面板門限回歸分析[J]. 數量經濟技術經濟研究, 2012(8):49-63.

[9] Goh S K, Wong K N, Tham S Y. Trade Linkages of Inward and Outward FDI: Evidence from Malaysia[J]. Economic Modelling, 2013,35:224-230.

[10] Dunning J H,Kim C S,Lin J D. Incorporating Trade Into the Investment Development Path: A Case Study of Korea and Taiwan[J]. Oxford Development Studies, 2001,29(2):145-154.

[11] 楊校美. 吸引外資能促進對外投資嗎——基于新興經濟體的面板數據分析[J]. 南方經濟, 2015(8):63-76.

[12] 潘文卿,陳曉,陳濤濤,等. 吸引外資影響對外投資嗎?——基于全球層面數據的研究[J]. 經濟學報, 2015(3):18-40.

[13] Hansen B E. Sample Splitting and Thresholdestination[J]. Econometrica, 2000,68(3):575-603.

[14] 陳潔,藍振峰. 我國直接對外投資和出口貿易的關系實證分析[J]. 商場現(xiàn)代化, 2013(15):41-42.

[15] 朱華. 關于“引進來”與“走出去”相互關系的理論思考[J]. 大連海事大學學報(社會科學版), 2010,9(1):5-7,11.

[16] 吳頻,王紅霞. 中國雙向國際投資對策[J]. 中國金融, 2015(3):37-39.

[17] Apergis N. Foreign Direct Investment Inward and Foreign Direct Investment Outward: Evidence from Panel Unit Root and Cointegration Tests with a Certain Number of Structural Changes[J]. Global Economy Journal, 2008,8(1):1-12

[18] Huber F. Forecasting Exchange Rates Using Multivariate Threshold Models[J]. The B.E. Journal of Macroeconomics, 2016,16(1):193-210.

[19] Prat S B S. The Effects of Global Excess Liquidity on Emerging Stock Market Returns: Evidence from a Panel Threshold Model[J]. Economic Modelling, 2015,52:26-34.

[20] 常亮,連玉君,安苑. 銀行授信影響了企業(yè)的現(xiàn)金持有管理行為嗎?——基于動態(tài)面板門限模型的實證[J]. 金融經濟學研究, 2014(6):64-74.

[21] 劉敏,曹衷陽. 外商直接投資對經濟發(fā)展影響的門檻效應研究——基于居民相對消費水平視角[J]. 工業(yè)技術經濟, 2011(12):134-142.

[22] 葉初升,閆斌. 新常態(tài)下的中國對外直接投資:特征事實、大邏輯與理論啟示[J]. 湖北社會科學, 2015(5):82-89.

[23] 余官勝,楊文. 中國企業(yè)對外直接投資的國內決定因素——基于投資規(guī)模的實證研究[J]. 經濟經緯, 2015(4):61-66.

(責任編輯: 王薇)

Regional Difference and Threshold Effect of IFDI on OFDI in China

LI Hong-ying1,2, LI Jing-wen1, LIU Wen-li1

(1. School of Economics and Management, Beijing University of Technology, Beijing 100124, China; 2. School of Economics and Management, Hebei University of Science and Technology, Shijiazhuang 050018, China)

Abstract:The regional difference of IFDI on OFDI was analyzed by using the provincial panel data from 2003 to 2013 in China. The double threshold effect of IFDI on OFDI was found based on the threshold model. Moreover, IFDI scale, per capita GDP and per capita export all have a double threshold effect. The results showed that the effect of IFDI on OFDI was not remarkable based on the total samples, but there were significantly different promoting effects of IFDI on OFDI based on the samples of eastern, middle and western regions. The middle region exerts the biggest effect followed by the eastern and the western regions. According to the double threshold model, the promoting effect of IFDI on OFDI was the strongest in condition of medium-sized IFDI scale, medium-sized per capita export and higher per capita GDP. Accordingly, some suggestions were put forward which may promote “bringing in” and “going out” countermeasures.

Key words:inward foreign direct investment; outward foreign direct investment; regional difference; threshold effect

doi:10.15936/j.cnki.1008-3758.2016.03.004

收稿日期:2015-10-20

基金項目:國家自然科學基金資助項目(71273021); 北京市自然科學基金資助項目(9132001); 北京市教委社會科學重點資助項目(SZ201510005002)。

作者簡介:李洪英(1979- ),男,河北故城人,北京工業(yè)大學博士研究生,河北科技大學講師,主要從事對外投資研究; 李京文(1933- ),男,廣西陸川人,北京工業(yè)大學教授,博士生導師,中國工程院院士,主要從事數量經濟研究; 劉文麗(1973- ),女,遼寧沈陽人,北京工業(yè)大學博士后研究人員,主要從事財政投資研究。

中圖分類號:F 831.7

文獻標志碼:A

文章編號:1008-3758(2016)03-0240-08