東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平對(duì)中國(guó)OFDI的影響

高云龍 馮朋蓮 朱云釗

(河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)商學(xué)院 河北石家莊 050061)

2022年初，各國(guó)加快調(diào)整政策、聚焦科技創(chuàng)新和數(shù)字產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展，全球數(shù)字經(jīng)濟(jì)在逆境中平穩(wěn)發(fā)展。數(shù)字戰(zhàn)略布局能提高各國(guó)數(shù)字治理能力[1]，我國(guó)政府高度重視國(guó)內(nèi)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，2022年《政府工作報(bào)告》的數(shù)字中國(guó)建設(shè)布局逐漸成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要驅(qū)動(dòng)力[2]，促進(jìn)各國(guó)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的關(guān)鍵抓手[3]?！耙粠б宦贰背h為我國(guó)OFDI創(chuàng)造了良好的國(guó)際投資環(huán)境，中國(guó)對(duì)外直接投資合作將迎來(lái)新的發(fā)展機(jī)遇。2020年，中國(guó)OFDI總額達(dá)1537.1億美元，第一次位居世界首位，占世界比重達(dá)20.2%，但是中國(guó)OFDI程度受到各國(guó)不同數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響亦有差別。一方面，流向大洋洲的投資額減少近三成，但對(duì)亞洲、歐洲和非洲等其他區(qū)域的投資均呈不同程度的增幅，各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯著促進(jìn)中國(guó)OFDI活動(dòng)規(guī)模。另一方面，中國(guó)對(duì)非洲、北美洲和大洋洲的投資額比重均小于5%，非洲、北美洲和大洋洲是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差、數(shù)字鴻溝程度相對(duì)較嚴(yán)重的區(qū)域[4]。這說(shuō)明中國(guó)OFDI具有區(qū)域傾向，中國(guó)OFDI規(guī)模會(huì)因各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡而產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，為了促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資規(guī)模，亟須將各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平與中國(guó)OFDI相結(jié)合，實(shí)證分析各國(guó)縮小數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的必要性，并提出相關(guān)政策性建議。

縱觀國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，當(dāng)前從數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化角度探析國(guó)家數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與中國(guó)OFDI的研究相對(duì)較少，創(chuàng)新點(diǎn)主要包括以下三點(diǎn)：一是在探究中國(guó)OFDI規(guī)模受到各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平影響的基礎(chǔ)上，對(duì)各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展做了深入研究，即東道國(guó)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化問(wèn)題，在治理全球數(shù)字經(jīng)濟(jì)失衡方面具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。二是用最值歸一化法和差值法求得的數(shù)據(jù)表示國(guó)家間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，采用熵值法計(jì)算五個(gè)二級(jí)指標(biāo)的權(quán)重，構(gòu)建了創(chuàng)新的數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化DEDL測(cè)度指標(biāo)，能更深入地探析中國(guó)OFDI規(guī)模受各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平的影響。三是將構(gòu)建的DEDL指標(biāo)納入拓展的投資引力模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并按不同收入水平對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行層次劃分，擴(kuò)大了引力模型的解釋范圍。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1 計(jì)量模型構(gòu)建

為了探析數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平對(duì)中國(guó)OFDI產(chǎn)生的影響，借鑒邱志萍、秦淑悅(2022)[5]的貿(mào)易引力模型，進(jìn)一步修正后，建立了拓展的投資引力模型(1)：

其中，i表示東道國(guó)；lnOFDIit表示中國(guó)對(duì)i國(guó)的OFDI規(guī)模；t=2011—2020年，βx為回歸系數(shù)；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2 變量選取

為了確保數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性，本文在借鑒華為統(tǒng)計(jì)全球連接指數(shù)GCI的79個(gè)國(guó)家統(tǒng)計(jì)樣本的基礎(chǔ)上，剔除了因東道國(guó)資源密集度和相對(duì)制度質(zhì)量等數(shù)據(jù)缺失的比利時(shí)、奧地利、阿聯(lián)酋、埃及和塞爾維亞等23個(gè)國(guó)家樣本，最終得到51個(gè)國(guó)家在2011—2020年共計(jì)10年的面板數(shù)據(jù)。為避免產(chǎn)生多重共線性等問(wèn)題，特對(duì)所有變量(不含DEDL)取對(duì)數(shù)處理，所有相關(guān)變量的名稱(chēng)、含義和計(jì)算方法如表1所示。

表1 所有變量的名稱(chēng)、含義和計(jì)算方法

數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平(DEDL)指標(biāo)構(gòu)建。從世界銀行發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)選取五個(gè)可衡量國(guó)家之間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的二級(jí)指標(biāo)，主要基于東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的互聯(lián)網(wǎng)安全程度差距(NETS)、互聯(lián)網(wǎng)普及率差距(IUI)、移動(dòng)網(wǎng)絡(luò)覆蓋率差距(MCS)、固定寬帶差距(FBS)和電話(huà)普及率差距(FTS)的不同發(fā)展水平，構(gòu)建核心解釋變量DEDL主要包括以下幾個(gè)步驟：

首先，考慮到指標(biāo)數(shù)值間較大的差距問(wèn)題，同時(shí)為了避免突出較高值指標(biāo)作用和削弱較低值指標(biāo)的作用，選擇最值歸一化公式：，按年份(t)分別對(duì)51國(guó)的每個(gè)二級(jí)指標(biāo)(j)源數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理，Xijt表示標(biāo)準(zhǔn)二級(jí)指標(biāo)值，i表示東道國(guó)，j表示第j個(gè)二級(jí)指標(biāo)。

其次，對(duì)各個(gè)年度(t)每個(gè)二級(jí)指標(biāo)(j)在51國(guó)中的最大值進(jìn)行篩選，假設(shè)為Xmijt，m表示最大值。計(jì)算各個(gè)年度(t)每個(gè)國(guó)家(i)的二級(jí)指標(biāo)值Xijt與Xmijt的差的絕對(duì)值，記為：Yijt=|Xijt-Xmijt|，Yijt表示每個(gè)國(guó)家(i)各個(gè)二級(jí)指標(biāo)(j)的差距，表示國(guó)與國(guó)之間發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)的差異化水平。

最后，綜合考量五個(gè)二級(jí)指標(biāo)對(duì)中國(guó)OFDI的影響，采取熵值法分別對(duì)各二級(jí)指標(biāo)數(shù)據(jù)Yijt進(jìn)行加權(quán)平均處理，計(jì)算各二級(jí)指標(biāo)的權(quán)重Vijt，分別為10.91%、61.15%、18.40%、4.48%和5.06%，最終求得核心解釋變量DEDL數(shù)值，確保了數(shù)據(jù)的有效性。

綜上，本文深入考量不同國(guó)家之間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異化問(wèn)題，每項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)與各指標(biāo)所篩選最低值的差值是數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化的數(shù)據(jù)呈現(xiàn)，各國(guó)與發(fā)展水平最高國(guó)的指標(biāo)差距是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異化的具體表現(xiàn)形式。所以，構(gòu)建DEDL指標(biāo)對(duì)探析東道國(guó)之間的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

(1)被解釋變量與解釋變量。被解釋變量OFDI表示中國(guó)OFDI規(guī)模，借鑒董有德和米筱筱(2019)[6]的數(shù)據(jù)計(jì)算方法：，對(duì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。構(gòu)建的東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL為核心解釋變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

(2)控制變量。中國(guó)GDP規(guī)模CGDP、東道國(guó)GDP規(guī)模GDP、東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平TEC和東道國(guó)資源密集度RES均來(lái)源于WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。TEC指標(biāo)是實(shí)證檢驗(yàn)東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平對(duì)中國(guó)對(duì)外投資影響不可或缺的解釋變量。INST指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(WGI)，對(duì)其包括的六個(gè)系列指標(biāo)加權(quán)平均計(jì)算來(lái)表示各國(guó)制度質(zhì)量。中國(guó)與各國(guó)之間的距離成本DIS，本文借鑒何俊勇、萬(wàn)粲(2021)[7]采用的計(jì)算方法，用兩國(guó)首都間的球面距離乘歷年國(guó)際油價(jià)的結(jié)果表示。中國(guó)與各國(guó)的球面距離來(lái)自法國(guó)CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)，從國(guó)際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫(kù)的主要商品價(jià)格系統(tǒng)(Primary Commodity Price System)獲取國(guó)際油價(jià)。ICT價(jià)格籃子(IPB)，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際電聯(lián)數(shù)據(jù)庫(kù)(ITU Date)，國(guó)際電聯(lián)收集了全世界約200個(gè)經(jīng)濟(jì)體的ICT服務(wù)的零售價(jià)格。

2 實(shí)證結(jié)果分析

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，在確保樣本數(shù)據(jù)無(wú)極端值的情況下，被解釋變量OFDI標(biāo)準(zhǔn)差(sd)為5.833，數(shù)值較高，說(shuō)明中國(guó)對(duì)東道國(guó)投資存在區(qū)域流向差異?？刂谱兞縏EC標(biāo)準(zhǔn)差為2.813，說(shuō)明東道國(guó)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊、差異較大。相較而言，其他變量的標(biāo)準(zhǔn)差均小于1.5，整體數(shù)據(jù)相對(duì)穩(wěn)定。

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.2 回歸結(jié)果與分析

面板回歸結(jié)果，基于拓展的投資引力模型(1)，各東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平會(huì)對(duì)中國(guó)OFDI規(guī)模產(chǎn)生消極影響。從表3中模型(1)的混合OLS檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL的回歸系數(shù)為-1.609，在99%的置信水平上顯著為負(fù)。對(duì)比分析模型(2)和模型(3)，Hausman檢驗(yàn)的P值為0.7069，采用模型(3)進(jìn)行實(shí)證分析，DEDL回歸系數(shù)為-1.082，在99%的置信水平上顯著為負(fù)。鑒于數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，模型(3)采用有限信息最大似然法(LIML)檢驗(yàn)，DEDL回歸系數(shù)與OLS檢驗(yàn)結(jié)果相同。

表3 東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平與中國(guó)OFDI規(guī)模的面板回歸結(jié)果

以上結(jié)果表明，在控制東道國(guó)ICT價(jià)格、相對(duì)制度質(zhì)量、距離成本等變量的情況下，東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異水平對(duì)中國(guó)OFDI規(guī)模具有顯著的負(fù)效應(yīng)。東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差距每擴(kuò)大1%，中國(guó)OFDI規(guī)模會(huì)減少0.926%。由此可見(jiàn)，東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高越促進(jìn)中國(guó)OFDI，但是國(guó)家間的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大，反而越會(huì)抑制中國(guó)OFDI規(guī)模的擴(kuò)大。

2.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了解決本文解釋變量DEDL與被解釋變量OFDI之間可能存在的雙向因果關(guān)系，借鑒陳林等(2016)[8]的研究方法，將東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平和東道國(guó)GDP規(guī)模變量的滯后一期作為DEDL的兩個(gè)工具變量，在擾動(dòng)項(xiàng)εit無(wú)自相關(guān)的前提下，采用SYS-GMM、2SLS和LIML模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 基于系統(tǒng)GMM、2SLS和LIML的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可以看出：第一，表4中(1)SYS-GMM為兩步系統(tǒng)GMM的內(nèi)生性檢驗(yàn)，AR(1)的P值為0.034且小于1%，AR(2)的P值為0.636且大于10%，SYS-GMM不存在擾動(dòng)項(xiàng)二階自相關(guān)，估計(jì)結(jié)果具有可靠性。Sargan和Hansen檢驗(yàn)結(jié)果分別為0.413、0.261，在10%的顯著性水平上接受“工具變量有效”的假設(shè)，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。第二，在表4的(2)2SLS模型中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果為134.346，遠(yuǎn)大于10，(2)2SLS的回歸值與(3)LIML的回歸值十分接近，故不存在弱工具變量。第三，對(duì)比三個(gè)內(nèi)生性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，所有基于DEDL的回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著抑制中國(guó)OFDI規(guī)模，與本文假設(shè)內(nèi)容相統(tǒng)一。因此，在控制潛在內(nèi)生問(wèn)題的基礎(chǔ)上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平對(duì)中國(guó)OFDI規(guī)模的影響結(jié)果未受到較大干擾，原假設(shè)依然成立。

(2)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用分樣本回歸分析法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)WDI分類(lèi)，將全樣本51個(gè)國(guó)家分為高收入、中高收入、中低收入和低收入四類(lèi)不同收入水平的樣本，四類(lèi)樣本國(guó)家數(shù)目分別為29個(gè)、10個(gè)、11個(gè)和1個(gè)，由于低收入國(guó)家樣本只有烏干達(dá)1國(guó)，為了保證實(shí)證結(jié)果的嚴(yán)密性，本文刪除低收入國(guó)家烏干達(dá)樣本，對(duì)其他三組(共50國(guó))樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過(guò)對(duì)三組樣本進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，評(píng)估方式均選定隨機(jī)效應(yīng)。結(jié)果顯示，高收入和中高收入國(guó)家數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL的回歸系數(shù)分別為-3.804、-4.988，均在99%的置信水平上顯著為負(fù)，但中低收入國(guó)家的DEDL回歸系數(shù)是5.335，且不顯著。

具體來(lái)看，一方面，高收入水平國(guó)家發(fā)展差距DEDL每增加1%，中國(guó)OFDI規(guī)模減小3.804%，比全樣本減少1.609%的規(guī)模還要大，更加凸顯了國(guó)家間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距之大對(duì)中國(guó)OFDI的負(fù)面影響力度；中高收入國(guó)家的DEDL回歸系數(shù)為-4.988，比高收入國(guó)家略小，對(duì)中國(guó)OFDI的消極影響力度進(jìn)一步擴(kuò)大。這兩類(lèi)國(guó)家的相同之處在于解釋變量DEDL均對(duì)中國(guó)OFDI產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，處于數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展上升階段的國(guó)家容易受到貿(mào)易政策的影響，阻礙了各國(guó)公平分配跨境數(shù)據(jù)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)收益，最終導(dǎo)致東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化問(wèn)題凸顯。另一方面，中低收入國(guó)家的DEDL回歸系數(shù)為正，但結(jié)果并不顯著，說(shuō)明收入水平較低的國(guó)家數(shù)字經(jīng)濟(jì)建設(shè)不足，數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平較大，其數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)，中國(guó)對(duì)其OFDI規(guī)模具有較大潛力。整體來(lái)看，在控制東道國(guó)ICT價(jià)格、相對(duì)制度質(zhì)量、距離成本等變量的情況下，從高收入水平國(guó)家到較高收入、較低收入水平國(guó)家，東道國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異增大，導(dǎo)致中國(guó)OFDI阻力增大。顯而易見(jiàn)，此檢驗(yàn)結(jié)論與全樣本的實(shí)證結(jié)論是一致的。

3 結(jié)語(yǔ)

本文基于2011—2020年中國(guó)OFDI增長(zhǎng)較快的51個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建測(cè)度國(guó)家間數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL的衡量指標(biāo)體系，建立拓展的投資引力模型，實(shí)證檢驗(yàn)中國(guó)OFDI規(guī)模受各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響。研究結(jié)論如下：第一，在控制東道國(guó)ICT價(jià)格、相對(duì)制度質(zhì)量、距離成本等變量的情況下，各國(guó)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的差異化問(wèn)題會(huì)抑制其數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，阻礙中國(guó)OFDI規(guī)模的擴(kuò)大。第二，國(guó)家數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)中國(guó)OFDI存在顯著的促進(jìn)作用，其數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，中國(guó)對(duì)該國(guó)進(jìn)行OFDI的規(guī)模越大。因此，為了擴(kuò)大中國(guó)OFDI規(guī)模，本文提出以下政策建議：

一是立足我國(guó)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀，推進(jìn)新時(shí)代數(shù)字基建布局。我國(guó)應(yīng)積極響應(yīng)《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》的政策號(hào)召，加快5G網(wǎng)絡(luò)建設(shè)步伐，促進(jìn)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，滿(mǎn)足人們?nèi)找嬖鲩L(zhǎng)的數(shù)字智能化生活需求，助力我國(guó)周邊落后國(guó)家或地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

二是全面弘揚(yáng)黨的十九大精神，高質(zhì)量共建“一帶一路”建設(shè)。聚焦“一帶一路”，我國(guó)應(yīng)充分考慮東道國(guó)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的現(xiàn)狀，衡量其與數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高國(guó)家之間的差距，規(guī)避對(duì)外直接投資風(fēng)險(xiǎn)，為中國(guó)企業(yè)“走出去”提供完備的安全保障。

三是重視國(guó)際規(guī)則，抓住新冠疫情帶來(lái)的發(fā)展機(jī)遇。數(shù)字經(jīng)濟(jì)將成為我國(guó)產(chǎn)業(yè)投資的高質(zhì)量軌道，我國(guó)應(yīng)建立健全對(duì)外投資合作促進(jìn)機(jī)制，不斷優(yōu)化對(duì)外投資合作發(fā)展環(huán)境，積極參與并引領(lǐng)全球數(shù)字治理議程，提高我國(guó)制定數(shù)字經(jīng)濟(jì)國(guó)際規(guī)則和標(biāo)準(zhǔn)的話(huà)語(yǔ)權(quán)，展現(xiàn)中國(guó)的大國(guó)責(zé)任與擔(dān)當(dāng)，推動(dòng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)治理新機(jī)制的形成。