新形勢下我國OFDI影響因素的實證研究

楊從智

[摘? ? 要] 在“一帶一路”的背景下，我國對外直接投資迎來新一輪的快速增長。本文采用最小二乘法（OLS），利用2007-2017年的宏觀經濟數據，對我國對外直接投資的影響因素進行了多元回歸分析和聯合假設檢驗。研究表明，經濟規(guī)模、貿易規(guī)模、經濟結構、政府政策和本幣匯率均會對我國對外直接投資產生顯著影響。根據研究結果，本文提出建議以期促進我國對外直接投資的發(fā)展。

[關鍵詞] 對外直接投資;內部張力因素;宏觀經濟;聯合檢驗;實證研究

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2020. 01. 064

[中圖分類號] F208? ? [文獻標識碼]? A? ? ? [文章編號]? 1673 - 0194（2020）01- 0156- 04

1? ? ? 引言與文獻綜述

2005年，國務院發(fā)布了促進非公有制經濟發(fā)展的36條意見，明確提出允許民間投資進入法律法規(guī)未禁止的行業(yè)和領域。2006年，我國人均GDP首次突破2 000美元，中國經濟實力有了較大提高，政府對投資尤其是民間投資的限制變得較為寬松，一大批企業(yè)以此為契機，利用所有權優(yōu)勢和內部化優(yōu)勢，推動了對外投資的迅速增長。2011年，我國人均GDP首次突破4 750美元。2013年，習近平主席提出“一帶一路”倡議，依托雄厚的經濟實力和良好的政策環(huán)境，對外投資由量的積累逐漸轉變?yōu)橘|的提高，在保持投資規(guī)模穩(wěn)定增長的同時，投資區(qū)域更趨廣泛化、合理化，投資行業(yè)逐漸從低端技術部門轉向高端技術、附加值部門。2016年，我國對外直接投資流量分別是美國、英國、德國、日本同水平時期的9.3倍、2.4倍、9.5倍、19.3倍，對外直接投資存量分別是是四國的11.2倍、1.9倍、13.5倍、24.4倍。2017年，中國對外直接投資流量1 246億美元，位居世界第3;存量14 820億美元，位居世界第8。在近十余年來對外投資由中高速增長到逐漸回歸理性這一新形勢的背后，促進中國對外直接投資的宏觀有利條件有哪些，哪些因素影響中國對外的直接投資是本文研究的中心。

國外學者對發(fā)達國家對外直接投資的研究十分豐富，但對發(fā)展中國家尤其是中國的研究相對較少。國內學者對我國對外直接投資的研究大都集中于其對經濟增長的促進作用，如生產要素配置效應、產業(yè)結構優(yōu)化效應和就業(yè)效應;而涉及對外直接投資自身的影響因素，如區(qū)位選擇時則以定性與規(guī)范研究為主，實證研究相對有限。喬慧超、沙文兵（2012）利用Panel Data 檢驗對中國對外直接投資的決定因素進行了實證研究，但只從對外直接投資東道國的國內環(huán)境即外部引力因素進行分析，而沒有考慮投資國母國的內部環(huán)境即內部張力因素。張為付（2008）對對外直接投資的內部因素建立模型進行了回歸分析，但其使用的是1996-2007年的數據，時效性不足，不能很好地反映我國對外直接投資影響因素的新變化，且其部分解釋變量回歸結果的顯著性水平較低，解釋作用較弱。邱信豐、 趙琨婷（2008），黃梅波、李澤政（2018）對我國對外直接投資、民間投資和投資政策進行了系統(tǒng)性的分析，但均為定性和規(guī)范研究，而缺乏必要的實證研究支撐。José I. Galán， Javier González（2001）基于103個跨國公司的截面數據對國際投資進程中所有權因素、內部化因素和位置因素進行了實證分析，但因為其樣本選擇集中在經濟高度發(fā)達地區(qū)，得出的結論對我國對外直接投資發(fā)展實際的借鑒意義不強。Friedrich Schneider，Bruno S Frey（1985）基于80個發(fā)展中國家的面板數據進行了實證分析，建立了包含政治與經濟雙重因素的計量模型，得出實際人均國民生產總值越高，國際收支逆差越低，吸引的外國直接投資就越多的結論，對我國對外直接投資具有很好的借鑒意義;但其在政治穩(wěn)定性對投資影響的研究中得出的西方國家和國際組織的多邊援助對投資具有刺激作用，而社會主義國家的援助則會產生負面影響這一結論在今天看來是片面的，也是與中國對外直接投資發(fā)展現實嚴重不符的，兩位學者受時代局限性的影響，得出的部分結論對中國的普適性不是很強。

關于研究中國對外直接投資影響因素的現有文獻在解釋變量選取上，大都聚焦于某一具體的外部引力或環(huán)境支撐力因素，樣本范圍則限于某一具體的地區(qū)或某一類跨國公司，而對我國整體宏觀領域對外直接投資影響因素的研究較為缺乏。本文借鑒現有文獻的研究成果對新形勢下中國對外直接投資影響因素進行實證研究，分析2007-2017年間的宏觀經濟數據，以期發(fā)現影響我國投資的內部張力因素，并對今后我國對外直接投資的發(fā)展提供政策建議。

2? ? ? 模型的估計方法與估計結果

2.1? ?模型的建立

鄧寧等人的理論研究和黃梅波等人的經驗研究表明，影響一國對外直接投資發(fā)展的因素包括經濟、政策和文化等方面，各種解釋變量對對外直接投資規(guī)模這一因變量的影響方向和程度各不相同，但限于數據的可量化性、可獲取性、時效性和我國對外直接投資發(fā)展的實際以及其他學者先前的研究結果，僅選擇8個最具代表性的解釋變量，建立如下的計量模型：

ln OFDI=β0+β1ln GDP+β2lnEXPORT+β3lnIMPORT+β4ln（ANTI-DUMPING）+β5lnTRCTURE+β6ln（EXCHANGE-RATE）+β7ln（IN-OUT-PERSON）+β8lnGOVERNMENT+u

其中，OFDI為對外直接投資規(guī)模，GDP為年經濟規(guī)模，EXPORT為年出口規(guī)模，IMPORT為年進口規(guī)模，ANTI-DUMPING為出口產品年度遭遇反傾銷數量，STRCTURE為民營經濟（這里民營經濟指除國有經濟以外的內資經濟，包括集體經濟、私營經濟、個體經濟和股份制經濟）占整個經濟的比重，EXCHANGE-RATE為人民幣對美元的匯率，IN-OUT-PERSON為年度出入境人次，GOVERNMENT為政府對對外直接投資的支持力度，βi（i=1，2，…，8）回歸系數測量OFDI對各相關變量的彈性，u為隨機誤差項。

2.2? ?數據的選擇

考慮到數據的時效性、完整性和可獲取性，本文選取2007-2017年影響我國對外直接投資因素的指標，詳見表1。其中：Y因變量 ：我國對外直接投資額（億美元），數據來源：歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;自變量：X1：我國經濟規(guī)模，數據來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X2：我國出口總額（億美元），數據來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X3：我國進口總額（億美元），數據來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X4：中國出口遭遇反傾銷調查立案數量（件），數據來源：貿易救濟信息網、商務部統(tǒng)計數據;X5：我國民營企業(yè)固定資產投資占全社會固定資產投資比重（%），數據來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X6：人民幣對美元匯率，數據來源：外匯管理局統(tǒng)計數據整理所得;X7：我國出入境人員數量（萬人），數據來源：公安部出入境管理局、國家移民管理局統(tǒng)計數據;X8：政策對對外直接投資的支持力度（以1995年為基期，默認初始值為1），數據來源：邱信豐《改革開放 40 年來我國民間投資政策演變、經濟績效與長效機制構建》一文中相關數據整理所得。

2.3? ?結果的分析

本文使用Stata 12.0統(tǒng)計軟件對模型進行數據分析，為消除異方差的影響，首先對各指標取對數，再進行多元回歸分析，分析結果詳見表2、表3。

從回歸的統(tǒng)計結果看，雖然個別變量的t統(tǒng)計量值并不顯著，但這并不影響分析的結果，調整后的R2=0.946 999，擬合優(yōu)度較高，說明回歸方程擬合得很好。此外，回歸方程的F統(tǒng)計量的概率Prob（F-statistic）=0.041 731<0.05，故在95%的置信水平下認為模型總體是顯著的，這些變量可用來解釋我國對外直接投資的變動情況。

（1）我國的經濟規(guī)模對OFDI影響方向為正，彈性系數很大。我國GDP總量每增長1%，我國對外直接投資額平均增長9.99%。這說明當一國處于較高的經濟發(fā)展水平時，它的對外直接投資規(guī)模往往也會很大，結論與主流經濟學觀點相符。根據英國經濟學家鄧寧的投資發(fā)展周期理論，我國自2007年以來先后經歷了對外直接投資發(fā)展的三、四階段（2011年進入第四階段），隨著人均GDP的增加，我國對外直接投資力度明顯加強，對外直接投資凈額呈現不斷擴大的趨勢。

（2）我國的年出口規(guī)模對OFDI影響方向為正，彈性系數較大。我國出口總額每增長1%，我國對外直接投資額平均增長4.50%。這說明產品和貿易出口規(guī)模的擴大有利于一國對外直接投資的增加，也印證了在國際收支平衡表中一國凈出口與資金凈流出往往呈現同方向同比例變動的結論。

（3）我國的年進口規(guī)模對OFDI影響方向為負，彈性系數較小。我國進口總額每增長1%，我國對外直接投資額平均下降0.894%。這說明產品和貿易的進口會對一國對外直接投資產生一定的阻礙作用，但影響較小且顯著性水平不高。根據美國經濟學家克魯格曼的新貿易理論模型，進口不具有相對比較優(yōu)勢的產品會帶來更大的效用和消費者剩余，因此通過建立關稅壁壘等貿易保護政策人為減少進口以促進對外投資的做法是不可取的。

（4）我國的出口遭遇反傾銷調查立案數量對OFDI影響方向為負，出口產品年度遭遇反傾銷數量每增長1%，我國對外直接投資額平均下降1.01%，這說明別國的反傾銷會對一國對外直接投資產生負面的影響。與國內學者張為付2008年的研究結果相比，10年來反傾銷對我國OFDI的影響呈減弱趨勢。雖然10年中對我國開展反傾銷調查的國家、涉及的行業(yè)、金額和案件數量均不斷上升，但我國的企業(yè)和政府也在WTO的法律框架下積極維護自身的合法權益，并在實際考驗中不斷提高了應對反傾銷調查的能力。

（5）我國的民營經濟占整個經濟的比重對OFDI影響為正，彈性系數很大。民營企業(yè)固定資產投資占全社會固定資產投資比重每增長1%，我國對外直接投資額平均增長12.62%。這說明我國民營經濟的發(fā)展對對外直接投資規(guī)模的擴大做出了很大的貢獻，民營企業(yè)正逐漸成為我國對外投資的主力軍。由于民營企業(yè)對價格的反應更為敏感，且其以追求利潤最大化為目標，受到的行政約束相對較小，因此在對外直接投資上相比于國有經濟往往更具優(yōu)勢。

（6）人民幣匯率對OFDI影響為正，彈性系數較大。人民幣對美元匯率每增長1%，我國對外直接投資額平均增長2.57%，這說明人民幣的升值有利于我國對外投資規(guī)模的擴大。根據蒙代爾—弗萊明模型，自2005年我國實施盯住一籃子貨幣的中間匯率制度以來，在保持貨幣政策獨立性的前提下，對固定匯率制的削弱將更有利于資本在國際間的自由流動。而人民幣匯率的升值降低了中國對外直接投資的相對成本，從而促進了中國對外直接投資額的增加。

（7）我國年度出入境人次對OFDI影響為正，彈性較小。我國出入境人員數量每增長1%，我國對外直接投資額平均增長0.80%。這說明跨國界的人員流動對對外直接投資有一定的促進作用，但效果較弱且并不顯著。通過對相關數據的結構分析，我們發(fā)現約半數的出入境人員由游客構成，雖然國外游客在我國的消費有利于增加國民收入并間接影響對外投資，但我國游客的出國消費同樣會對本國消費市場造成不利影響，而且刨除游客后，政府間的行政人員流動也占據了出入境人數相當大的比例，所以年度出入境人員中以經貿合作為目的的比例偏低，其對對外直接投資規(guī)模的影響也并不能夠直接得出結論。

（8）我國政府的支持力度對OFDI影響為正，彈性較大。政策對對外直接投資的支持力度每增長1%，我國對外直接投資額平均增長3.34%。這說明我國政府的政策支持對于對外直接投資具有較強的促進作用，一方面表現在政府為投資主體創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，破除體制機制障礙，另一方面則表現在政府部門和國有獨資公司直接出資成立相關投資機構，為對外投資提供資金支持，如成立亞投行、絲路基金等。

3? ? ? 結論與對策建議

本文運用OLS方法，基于2007-2017年間我國宏觀經濟數據，就影響我國對外直接投資的因素進行了實證分析，通過聯合假設檢驗證明了經濟規(guī)模、貿易規(guī)模、經濟結構、政府政策、本幣匯率、反傾銷調查和跨國人員流動均會對我國對外直接投資產生直接影響，且影響從總體來看是顯著的，其中經濟規(guī)模和經濟結構的影響最大，其次是出口規(guī)模、政策支持力度和人民幣匯率，反傾銷數量與跨國人員流動量對對外直接投資的影響最小。

隨著改革開放的全面深化，為使我國在對外直接投資上能夠充分利用有利的宏觀經濟條件，在貿易保護主義逐漸抬頭、全球化進程日益受到挑戰(zhàn)的今天，更好地實施“走出去”戰(zhàn)略，促進對外投資提質增效，本文在實證研究的基礎上提出以下政策建議：

第一，大力發(fā)展經濟，培育新的區(qū)域優(yōu)勢增長點。本文研究發(fā)現，我國GDP總量每增長1%，我國對外直接投資額平均增長9.99%，這表明對外直接投資的發(fā)展依賴本國經濟體量的擴大。我國應不斷擴大市場規(guī)模，提升經濟發(fā)展質量，支撐企業(yè)競爭水平的提高，培育新的技術優(yōu)勢、規(guī)模優(yōu)勢、成本優(yōu)勢，打造新的對外投資增長點。

第二，堅持以市場為導向，打造民營企業(yè)對外直接投資主體地位。本文研究發(fā)現，民營企業(yè)固定資產投資占全社會固定資產投資比重每增長1%，我國對外直接投資額平均增長12.62%，這表明在經濟利益的推動下，民營企業(yè)才是未來我國對外直接投資的主體。任何投資脫離市場的需求都是盲目的，而民營企業(yè)恰恰對市場價格與需求變動的反應最為敏感。因此，要毫不動搖地鼓勵、支持和引導非公有制經濟發(fā)展，構建多層次的投資主體網絡，以市場為導向進行對外投資。

第三，將貿易與對外直接投資結合起來，以貿易帶動直接投資。本文研究發(fā)現，我國出口總額每增長1%，我國對外直接投資額平均增長4.50%，這表明通過先前的貿易積累起來的資金、整合得到的投資信息和收集到的有效市場反饋有利于中國企業(yè)進一步對外直接投資。因此，中國企業(yè)在對投資東道國的國內市場環(huán)境缺乏了解的情況下，可以先拿出口開路，利用出口成本低、風險小、見效快的特點，為接下來的國際投資打下資金、市場和信息基礎。

第四，加強政府引導，建立完善對外直接投資政策體系。本文研究發(fā)現，政府對對外直接投資的支持力度每增長1%，我國對外直接投資額平均增長3.34%，這表明政府的引導作用在我國對外直接投資規(guī)模擴張上扮演著重要角色。因此，在對外直接投資過程中，政府應正確引導企業(yè)，不斷完善融資稅收等咨詢服務，并逐漸完善海外投資保障體系，對于由政治風險造成的損失，政府應給予適當的補償。同時，還應完善對外直接投資的法律法規(guī)，保障良好、穩(wěn)定的市場秩序，保障中國企業(yè)能夠在海外市場公平參與競爭;完善審批制度，降低行政成本;減少尋租空間，降低制度性交易成本。

第五，擴大人民幣國際影響力，利用“一帶一路”拓展人民幣國際化新空間。本文研究發(fā)現，人民幣對美元匯率每增長1%，我國對外直接投資額平均增長2.57%，這表明中國對外直接投資對本幣匯率水平較為敏感。因此，要在防范可能遇到的外匯風險的同時，利用人民幣作為強勢貨幣的優(yōu)勢加快投資，擴大人民幣結算試點單位，加快實現人民幣國際化進程。

主要參考文獻

[1]José I. Galán， Javier González. Determinant Factors of Foreign Direct Investment：Some Empirical Evidence[J]. European Business Review，2001，13（5）：269-278.

[2]Friedrich Schneider，Bruno S Frey.Economic and Political Determinants of Foreign Direct Investment[J]. World Development，1985，13（2）：161-175.

[3]張為付. 影響我國企業(yè)對外直接投資因素研究[J]. 中國工業(yè)經濟，2008，25（11）：130-140.

[4]喬慧超，沙文兵. 中國對東盟直接投資決定因素的實證研究——基于東盟十國的 Panel Data 檢驗[J]. 廣西財經學院學報，2012，25（3）：1-6.

[5]黃梅波，李澤政. 中國對外直接投資40年：動因及模式[J].東南學術，2018，41（4）：80-92.

[6]邱信豐，趙琨婷. 改革開放40年來我國民間投資政策演變、經濟績效與長效機制構建[J]. 企業(yè)經濟，2018，38（12）：64-73.

[6]趙長明.“一帶一路”倡議實施中企業(yè)風險防控研究[J]. 哈爾濱師范大學社會科學學報，2018（1）： 75-79.