摘要：廣東省對外直接投資對于凈出口拉動當?shù)厝司牵模衅鸬搅舜龠M作用。與其他地區(qū)相比，廣東省外向型經(jīng)濟特征明顯，對外投資的主體是頗具市場活力的民營經(jīng)濟，而較少地受到政策性支持層面的影響，對外直接投資與出口之間存在互補關(guān)系。沒有明確證據(jù)表明對外直接投資替代了出口。這個結(jié)論在ＯＬＳ、2ＳＬＳ和ＳＥＭ三種計量模型中均得到了支持。因此，在市場化進程加快的地區(qū)，企業(yè)自發(fā)地對外直接投資對整體經(jīng)濟水平提升會起到積極作用。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；互補關(guān)系；出口市場預期

中圖分類號：Ｆ127 文獻標志碼：Ａ 文章編號：1673－291Ｘ（2008）02－0136－04

一、引言

隨著比較優(yōu)勢的充分實現(xiàn)，中國成為全球制造業(yè)的中心，而廣東省是這個制造中心的一個重要組成部分。值得注意的是，自2000年中國加入世貿(mào)組織以來，頗具市場活力的民營企業(yè)開始了國際化經(jīng)營的進程。一個突出的表現(xiàn)就是對外投資的快速上升。廣東省在中國對外直接投資中占據(jù)領(lǐng)先地位。而對外直接投資對廣東省的經(jīng)濟整體水平影響如何，這方面仍缺乏較為正式的實證研究。

理論上，對外投資對于母國整體經(jīng)濟水平的影響莫衷一是。關(guān)鍵的問題是，對于一個在勞動密集型行業(yè)具有比較優(yōu)勢的地區(qū)，卻出現(xiàn)了對外投資快速增長的現(xiàn)象。這對于整體經(jīng)濟水平有何影響？如果對外投資是企業(yè)自發(fā)的行為，而不是政府行為，則意味著這種與靜態(tài)國際貿(mào)易理論不一致的現(xiàn)象需要有效的經(jīng)濟學解釋。一方面，一個地區(qū)的企業(yè)自發(fā)選擇對外直接投資，可能會更有效率地調(diào)動生產(chǎn)資源和帶動本國中間產(chǎn)品的出口，這有利于發(fā)揮比較優(yōu)勢，進而改善本國整體福利水平和經(jīng)濟實力（Ｍａｒｋｕｓｅｎ，2002；Ｊ．Ｐｅｔｅｒ Ｎｅａｒｙ， 2007）。但前提是存在不完全競爭的市場結(jié)構(gòu)，并且母國的企業(yè)要在世界市場上擁有一定的市場勢力。而廣東省的企業(yè)對世界市場的影響力有限，因此難以滿足上述條件。另一方面，對外直接投資也可能降低母國的整體經(jīng)濟水平。生產(chǎn)效率較高的企業(yè)投資于海外，可能會降低母國企業(yè)的平均生產(chǎn)效率（Ｅ． Ｈｅｌｐｍａｎ等，2004）。此外，可能存在降低母國國內(nèi)生產(chǎn)總值的其他兩個機制：其一，在海外設(shè)廠可能會對投資輸出地區(qū)相關(guān)行業(yè)的產(chǎn)品出口形成沖擊，進而降低出口對本地區(qū)生產(chǎn)總值的拉動作用；其二，對外投資可能會降低母國相關(guān)出口行業(yè)的就業(yè)水平，進而影響整體經(jīng)濟水平。

對應(yīng)于廣東省，上述理論爭論的焦點是，廣東省的對外直接投資是否有利于該省的經(jīng)濟總體水平？由于廣東省的外向型經(jīng)濟特征明顯，因此分析這個問題的關(guān)鍵在于，廣東省對外直接投資與該地區(qū)的出口之間的關(guān)系（具有替代性質(zhì)或是互補性質(zhì)）。本文擬通過建立實證模型來考察該省對外投資與出口之間的關(guān)系，進而分析廣東省對外直接投資與該地區(qū)人均ＧＤＰ水平之間的定量關(guān)系。

二、相關(guān)文獻評述

針對廣東省對外直接投資與該省整體經(jīng)濟水平之間的關(guān)系，目前仍缺乏較為正式的實證研究。近期與本文命題相關(guān)的實證研究主要集中在兩個方面：

第一個方面是從國家層面分析我國對外投資對整體經(jīng)濟的影響。其中，劉志偉等（2006）以1983—2004年數(shù)據(jù)作為樣本，通過利用國際收支平衡表的借方項目作為對外直接投資量，對國際收支進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)對外投資對經(jīng)常項目影響不大。張廣劍等（2006）以1982—2004年數(shù)據(jù)，通過對外直接投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值水平的簡單回歸，得到二者間有互動的促進關(guān)系的結(jié)論。此外，李杏等（2006）通過對國內(nèi)生產(chǎn)總值和對外投資的跨國數(shù)據(jù)作簡單的對數(shù)回歸，得出對二者間的正相關(guān)關(guān)系，因此給出促進對外直接投資的政策建議。

第二個方面是考察對外直接投資的主要決定因素。其中，劉凱敏、朱鐘棣（2007）通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，全要素生產(chǎn)率是我國對外直接投資的原因之一。張新樂等（2007）的研究表明，出口與本幣匯率是決定我國對外投資的重要因素。但該研究忽略了財政、金融等方面的政策性支持對海外直接投資的影響。

須強調(diào)的是，從整體上看，中國對外投資的主體是國有大型企業(yè)（Ａｇａｔａ Ａｎｔｋｉｅｗｉｃｚ和 Ｊｏｈｎ Ｗｈａｌｌｅｙ， 2007），因此，應(yīng)該把政策因素（例如，低息貸款支持、財政支持等）納入到控制變量中，否則估計結(jié)果可能有所偏差。而上述實證文獻均未報告考慮財政支出在對外投資決定中的作用。如果財政政策等政策性因素支持影響了對外投資，同時，由于乘數(shù)作用拉動了國內(nèi)生產(chǎn)總值（ＧＤＰ），那么對外投資對ＧＤＰ增長的促進作用這一結(jié)論就值得懷疑。而在技術(shù)層面上，有必要考慮到異方差和序列相關(guān)的因素。而大多相關(guān)研究卻忽視了這個問題。例如，李杏等（2006）對各國家的回歸結(jié)果中，ＤＷ值均較低：最低為新加坡（0．56），最高為美國（1．46），顯示可能存在序列相關(guān)的特征。而該研究沒有報告其他的對序列相關(guān)檢驗的結(jié)果。如果沒有采取措施解決可能存在的異方差和序列相關(guān)問題，就會影響回歸估計量的有效性。此外，根據(jù)鄧寧（Ｄｕｎｎｉｎｇ，1981）的國際投資發(fā)展理論，對外投資本身也可能是經(jīng)濟發(fā)展水平的結(jié)果。因此，應(yīng)考慮到對外投資可能是內(nèi)生變量這一可能，這樣做有利于提高估計參數(shù)的有效性，而由此得出的政策結(jié)論也會更具說服力。

三、實證模型

本文以廣東省作為樣本的主要原因在于，首先，與其他地區(qū)相比，該省外向型經(jīng)濟特征較為明顯，因此，在分析對外投資對本地區(qū)經(jīng)濟的影響的實證結(jié)論較強。其次，與其他地區(qū)相比，廣東省對外投資的主體是頗具市場活力的民營經(jīng)濟，因此，對外投資行為主要反映了客觀市場條件，而相對較少地受到政策層面的影響。

本文以廣東省1９90—2005年的相關(guān)數(shù)據(jù)①作為樣本。鑒于廣東省較明顯的外向型經(jīng)濟特征，為分析對外直接投資對廣東省經(jīng)濟的影響，我們需要考察對外直接投資是否會通過國際貿(mào)易這一渠道來促進廣東省經(jīng)濟的發(fā)展。亦即對外投資是否對凈出口有促進作用。目前，能夠獲得的廣東省對外直接投資的正式統(tǒng)計數(shù)據(jù)是從2003年開始，這提高了實證研究的難度。出于本文的研究目的，我們引進一個對外直接投資的二值變量。因為廣東省民營企業(yè)對外直接投資主要集中在2000年中國加入世界貿(mào)易組織之后，所以當時間處于1990—2000年時，對外直接投資二值變量(FDIDUMMY)取值為0;而當時間處于1990—2000年時，該變量取值為1#65377;在此基礎(chǔ)上，可以考察對外直接投資(FDIDUMMY)與該地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPPERCAPITA)之間的關(guān)系#65377;為了避免異方差，我們采用對數(shù)模型#65377;考慮到上述的政府行為對對外直接投資可能造成的影響，把財政預算支出(BUDGEYPAYMENT)作為政府行為的一個控制變量分離出來#65377;此外，控制變量還包括:固定資產(chǎn)投資(FIXEDI)#65380;人均消費水平(CONSUPCAPITA)和上一期的人均GDP[GDPPERCAPITA(-1)]#65377;這樣，我們以凈出口(NXM)對人均生產(chǎn)總值的回歸作為基礎(chǔ)類別，考察引入對外直接投資后，對基礎(chǔ)類別中凈出口效果的影響#65377;實證模型如下:

Ln(GDPPERCAPITA)=β0+β1Ln(NXM)+β2FDIDUMMY*Ln(NXM)+β3Ln(FIXEDI)+β4Ln(BUDGETPAYMENT)+β5Ln(CONSUPCAPITA)+β6Ln(GDPPERCAPITA(-1))+μ(1)

通過對上述模型作最小二乘法（ＯＬＳ）估計，可以分析相關(guān)系數(shù)。為了能與基礎(chǔ)類別相比較，我們在模型中引入對外直接投資虛擬變量與凈出口的交互項。這樣，我們就可以集中分析回歸系數(shù)β2：當β2＞0時，對外直接投資對廣東省凈出口就是互補的關(guān)系，因此對當?shù)亟?jīng)濟有促進作用；相反，如果β2＜0，對外投資就會對凈出口形成替代，進而降低整體經(jīng)濟水平。

為進一步確定模型設(shè)定問題，需要考慮到可能出現(xiàn)的對外直接投資的內(nèi)生性問題。作為比較，本文用另外兩種方法與最小二乘法的回歸結(jié)果作比較。第一種方法是兩階段最小二乘法（2ＳＬＳ），第二種方法是聯(lián)立方程模型（ＳＥＭ）。

對于兩階段最小二乘法（2SLS)，我們引進對外直接投資的工具變量Ln(EX(-1))，對(1)式用兩階段最小二乘法(2SLS)重新估計#65377;本文選取前期的出口數(shù)據(jù)作為對外投資的工具變量#65377;這樣做是因為，對于外向型特征較強的廣東省來說，對外投資可能在很大程度上反映了對海外市場前景的預期#65377;在技術(shù)上，對該工具變量的要求是，Ln(EX(-1))與對外直接投資相關(guān)，而與(1)式中的μ無關(guān)#65377;我們將對外直接投資對Ln(EX(-1))作簡單回歸，發(fā)現(xiàn)二者間的相關(guān)系數(shù)為0.64，而且統(tǒng)計結(jié)果顯著(t=4.43)#65377;相應(yīng)的擬合值(R2=0.60)表明，上一期的出口數(shù)據(jù)可以解釋約60%的對外直接投資變動#65377;另一方面，將(1)式作最小二乘法估計所得出的殘差，對Ln(EX(-1))作簡單回歸，發(fā)現(xiàn)二者間的相關(guān)系數(shù)近乎為零(該系數(shù)為0.0016)，且統(tǒng)計上不顯著(t=0.25)#65377;因此，Ln(EX(-1))可以作為對外直接投資的工具變量#65377;

對于聯(lián)立方程模型(SEM)，我們設(shè)定對外直接投資方程為:

FDIDUMMY=C+α1Ln(NXM)+α2Ln(FIXEDI)+α3Ln(BUDGETPAYMENT)+α4Ln(GDPPERCAPITA)+μ(2)

在將（1）式與（2）式聯(lián)立構(gòu)成的聯(lián)立方程模型（ＳＥＭ）中，仍將Ｌｎ（ＥＸ（－1））作為工具變量。其他控制變量與最小二乘法的控制變量相同。這樣，如果上述三種估計結(jié)果沒有明顯的差距，則說明本文回歸結(jié)果的有效性較高，因此也更為可信。

四、實證結(jié)論

根據(jù)三種計量模型中主要回歸系數(shù)的估計結(jié)果，（1）式中的財政政策支持參數(shù)（β5）系數(shù)均較低（接近于0），且在統(tǒng)計上不顯著（ｔ值接近等于零），而β1、β2、β3、β4均在5％水平上是統(tǒng)計顯著的（見表一）。每種估計方法更為詳細的回歸結(jié)果見附錄。擬合值與整體回歸顯著性檢驗均較為理想?？紤]到觀測值較低，可以確信上述估計結(jié)果是有效的。此外，對模型的Ｂ－Ｇ序列相關(guān)ＬＭ檢驗結(jié)果表明，本文的回歸模型中沒有發(fā)現(xiàn)序列相關(guān)的情況②。

由于三種計量模型中的交互項系數(shù)估計值均為0．02。這意味著，廣東省對外直接投資對于出口拉動當?shù)亟?jīng)濟水平起到了積極的作用。它意味著，由于對外直接投資存在，凈出口與地區(qū)人均產(chǎn)出之間的彈性提高了約40％～50％（在ＯＬＳ和ＳＥＭ中，這個數(shù)字是41．6％，在2ＳＬＳ模型中，這個數(shù)字約為50％）。從這個角度上，對外直接投資在凈出口促進人均生產(chǎn)總值提升的機制中起到了重要的作用。如果凈出口提高一個百分點使得2005年人均ＧＤＰ提高了18元，而其中8元是來自于對外直接投資對凈出口的促進作用。

此外，本文的計量分析說明廣東省產(chǎn)品出口與對外直接投資間存在著互補關(guān)系。目前，沒有證據(jù)表明對外直接投資替代了出口，或?qū)Τ隹谄鸬搅俗璧K作用；也沒有證據(jù)表明，政策性支持因素是構(gòu)成對外直接投資的主要因素。這揭示了廣東省企業(yè)基于市場競爭機制而自發(fā)的對外投資行為可能是出于拓展出口產(chǎn)品市場和銷售網(wǎng)絡(luò)、獲得關(guān)鍵技術(shù)和相關(guān)知識產(chǎn)權(quán)等動機。這與中國整體的海外投資有所不同。從近年來中國整體情況看，規(guī)模較大的海外投資多為國有大型企業(yè)所主導，因此與國家的財政金融等方面的政策性支持密不可分。而廣東省海外投資以民企為主體，這種自發(fā)的海外直接投資反映了市場中的個體（企業(yè)）對未來市場競爭形勢，特別是對出口產(chǎn)品市場的預期。

五、結(jié)語

本文通過對不同的計量模型進行分析，估計結(jié)果表明，廣東省對外直接投資對于凈出口拉動當?shù)亟?jīng)濟水平起到了積極的作用。而該地區(qū)的對外直接投資與出口間存在著明顯的相關(guān)性，說明二者間可能存在互補關(guān)系。此外，本文的分析表明，目前在廣東省沒有證據(jù)表明政策性支持因素是構(gòu)成對外直接投資的主要因素。這與已有的研究結(jié)果（例如，劉志偉等，2006）不盡相同。原因主要在于廣東省的對外投資的主體是民營企業(yè)，而不是國有大型企業(yè)。而民營企業(yè)的海外投資行為反映了市場個體的利潤最大化行為。從這一角度看，本文的實證研究結(jié)果支持了Ｍａｒｋｕｓｅｎ（2002）的理論結(jié)論，即個體的海外投資行為可能與地區(qū)整體經(jīng)濟利益相一致。這說明在市場化進程不斷加快的地區(qū)，企業(yè)自發(fā)的對外直接投資對母國的整體經(jīng)濟水平提升會起到積極作用。特別是當企業(yè)積極尋求海外渠道提升自身競爭實力時，企業(yè)自發(fā)的對外直接投資會對本地區(qū)的出口貢獻率帶來重要的影響。

參考文獻:

[1] 張廣劍，潘志立.中國凈對外直接投資與中國GDP關(guān)系的實證研究[J].中南財經(jīng)政法大學研究生學報，2006，(3):33-37.

[2] 劉志偉，高利，陳剛.中國對外直接投資對其國際收支影響的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2006，(2):83-87.

[3] J.M.Duning(1981)， International Production and the Multinational Enterprise. London?押 GeorgeAllen Unwin，37-42

[4] 劉凱敏，朱鐘棣.我國對外直接投資與技術(shù)進步關(guān)系的實證研究[J].亞太經(jīng)濟，2007，(1):98-102.

[5] 李杏，李小娟.外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響——基于母國的分析[J].國際貿(mào)易問題，2006，(4):84-89.

[6] 張新樂，王文明，王聰.我國對外直接投資決定因素的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2007，(5):91-96.

[7] Wladimir Andreff(2002)， The New Multinational Corporations from Transition Countries. Economic Systems(26)， 371-379

[8] Markuesn，J.R.，(2002)， Multinational Firms and the Theory of International Trade. MIT Press

[9] Elhanan Helpman， Mark J. Melitz， Stephen R. Yeaple(2004)， Export versus FDI with Heterogeneous Firms. The American

Economic Review， Vol.94， No.1 ，300-316.

[10] Agata Antkiewicz， John Whalley(2006)， Recent Chinese Buyout Activity and the Implications for Global Archetecture.

NBER Working Paper 12072.