辛 晴，邵 帥

（山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東濟(jì)南 250014）

一、引 言

20世紀(jì)90年代，隨著改革開放的深入和“走出去”戰(zhàn)略的實施，我國企業(yè)對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，OFDI）進(jìn)入了蓬勃發(fā)展時期。據(jù)《中國對外投資公報》顯示，2003年以來我國OFDI存量呈現(xiàn)逐年上升趨勢，截至2009年，中國1.2萬家境內(nèi)投資者在全球177個國家共設(shè)立企業(yè)1.3萬家，當(dāng)年對外投資存量達(dá)2457.5億美元，投資流量為565.3億美元，位居全球?qū)ν馔顿Y流量第五位①中華人民共和國商務(wù)部:《中國對外直接投資公報》，2003～2009.，見圖1。

圖1 2003～2009年我國OFDI存量

OFDI不但在母國企業(yè)進(jìn)駐國際市場、整合全球資源、實現(xiàn)國際性經(jīng)營的過程中直接發(fā)揮著作用，其反饋機(jī)制和逆向溢出作用對母國的國內(nèi)資本形成、經(jīng)濟(jì)增長、技術(shù)進(jìn)步等也產(chǎn)生著不可忽視的影響。以往的研究主要聚焦在OFDI對經(jīng)濟(jì)增長及技術(shù)進(jìn)步的影響上，有關(guān)其與國內(nèi)資本形成的關(guān)系的研究并不多見，而以發(fā)展中國家為樣本的更是鳳毛麟角。究其原因，與OFDI會抽走母國資本從而擠占國內(nèi)投資的定勢思維不無關(guān)系，長期以來，這種傳統(tǒng)定論也得到了較為普遍的認(rèn)同。但是，近幾年的研究（Desai et.al.，2005;Herzer 和 Schrooten，2006;Braunerhjelm et.al.，2004）發(fā)現(xiàn)，OFDI對國內(nèi)資本形成有可能存在正的擠入效應(yīng)。這種分歧引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。隨著我國OFDI的不斷壯大，探究其是否影響以及如何影響國內(nèi)資本形成對促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和指導(dǎo)對外投資政策的制定都具有重要意義，同時，也會為發(fā)現(xiàn)OFDI與國內(nèi)資本形成之間的關(guān)系提供更為豐富的經(jīng)驗證據(jù)?；诖?，本文以O(shè)FDI對我國國內(nèi)資本形成的影響為主題，利用2003～2009年我國15個省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗分析。

二、文獻(xiàn)評述

關(guān)于OFDI對國內(nèi)資本形成的影響，現(xiàn)有研究中，存在擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)兩種不同的觀點。

擠入效應(yīng)的支持者以 Desai et.al.（2005）、Herzer和 Schrooten（2006）、Braunerhjelm et.al.（2004）為代表，他們認(rèn)為OFDI對國內(nèi)資本形成具有正效應(yīng)。跨國公司將國內(nèi)外生產(chǎn)相結(jié)合，使母公司能夠以較低成本從海外子公司進(jìn)口原材料或中間產(chǎn)品，在滿足國內(nèi)生產(chǎn)需求的同時，增加了國內(nèi)資本的形成。Desai et.al.（2005）、Herzer和Schrooten（2006）分別測算了美國OFDI的數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)，美國OFDI的增加會導(dǎo)致國內(nèi)資本增加3.5倍①Desa，iM.A.，F(xiàn).Foley，J.R.Hines.Foreign direct investment and the domestic capital stock.American Economic Review Papers and Proceedings，2005.和4倍②Herzer.D，M.Schrooten.Outward FDI and domestic investment in two industrialized countries.Economics Letters，2006，（99）:139-143.。Braunerhjelm et.al.（2004）通過分析瑞典的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，OFDI對國內(nèi)資本形成的作用取決于產(chǎn)業(yè)類型的不同，在比較優(yōu)勢型的縱向一體化產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)為替代效應(yīng)，而在研發(fā)密集型的橫向一體化產(chǎn)業(yè)中呈現(xiàn)為互補(bǔ)效應(yīng)，即OFDI對國內(nèi)資本形成具有促進(jìn)作用③Braunerhjelm，P.Oxelheim，L.The relationship between domestic and outward foreign direct investment:The role of industryspecific effects.International Business Review，2004，（14）:677-694.。

擠出效應(yīng)的支持者則以Feldstein（1994）為代表，他通過建模分析發(fā)現(xiàn)，OFDI對國內(nèi)資本形成具有負(fù)效應(yīng)。具體而言，在國內(nèi)成本上升時，跨國公司會積極地將資金投向成本較低的國家，從而導(dǎo)致國內(nèi)資本的減少。在分析了美國的數(shù)據(jù)后，他指出，美國跨國公司更傾向于采取子公司證券融資的方式占據(jù)海外市場，而這種間接融資并不會補(bǔ)償母國國內(nèi)資本形成，OFDI會對國內(nèi)投資產(chǎn)生完全的替代效應(yīng)④Feldstein，M.Effects of outbound foreign direct investment on the domestic capital stock.Chicago:University of Chicago，1994.。Sauramo（2008）基于Feldstein（1994）所建立的模型，利用芬蘭的數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗分析，他認(rèn)為，在長期，OFDI會導(dǎo)致國內(nèi)金融資產(chǎn)的減少，進(jìn)而擠占國內(nèi)投資規(guī)模⑤Sauramo P.Does outward foreign direct investment reduce domestic investment?Macro-evidence from Finland.Labor Institute for Economic Research Discussion Papers，2008.。支持?jǐn)D入效應(yīng)的Herzer和Schrooten（2006）在研究了德國的數(shù)據(jù)之后也發(fā)現(xiàn)，長期內(nèi)，在國際資本市場流動性較低和資本市場分割的條件下，OFDI會減少母公司的國內(nèi)資本形成。

由于發(fā)展中國家OFDI起步較晚，現(xiàn)有研究主要針對發(fā)達(dá)國家企業(yè)或者行業(yè)數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)展開，以發(fā)展中國家為樣本的研究相對較少。國內(nèi)相關(guān)研究中，綦建紅、魏慶廣（2009）利用2003～2009年相關(guān)面板數(shù)據(jù)分別考察了OFDI對我國中、東、西部地區(qū)的影響。分析表明，OFDI對我國國內(nèi)資本形成具有正的擠入效應(yīng)并對東部地區(qū)的擠入效應(yīng)遠(yuǎn)大于中西部地區(qū)⑥綦建紅，魏慶廣:《OFDI影響國內(nèi)資本形成的地區(qū)差異及其門檻效應(yīng)》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》，2009年第10期。。而劉同山、王曼怡（2010）通過對8個發(fā)達(dá)國家和4個新興國家的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，OFDI對發(fā)達(dá)國家國內(nèi)資本的形成具有正的促進(jìn)效應(yīng)，對發(fā)展中國家則存在負(fù)的擠出效應(yīng)⑦劉同山，王曼怡:《OFDI對國內(nèi)資本形成影響的實證分析》，《金融與經(jīng)濟(jì)》，2010年第11期。。

三、計量模型和數(shù)據(jù)描述

（一）計量模型

Feldstein（1994）在他與Horioka（1980）建立的分析不同資本流動狀況下儲蓄對國內(nèi)資本形成影響的模型中引入了FDI和OFDI兩個解釋變量，將儲蓄和FDI作為控制變量，重點研究OFDI對國內(nèi)資本形成的影響，基本計量模型為:

模型中，GDI代表國內(nèi)投資，GDS表示國內(nèi)儲蓄，F(xiàn)DI_out和FDI_in分別表示OFDI流出和FDI流入，μ為隨機(jī)擾動項。Feldstein用各變量與GDP的比值這一相對指標(biāo)來進(jìn)行回歸，a為常數(shù)項，b、c、d分別為其后變量的系數(shù)。

參照Feldstein（1994）的模型，本文做了如下改進(jìn):

第一，由于儲蓄轉(zhuǎn)化為國內(nèi)資本存在一定滯后性，因此，模型中引用滯后一期的儲蓄值作為控制變量;

第二，在儲蓄、FDI、OFDI的基礎(chǔ)上加入對外貿(mào)易進(jìn)口額和出口額作為控制變量，在檢驗國際貿(mào)易對國內(nèi)資本形成影響的同時，緩解單純使用GDP作為控制變量時序列相關(guān)性導(dǎo)致的估計結(jié)果不一致;

第三，為了得到更為直觀的經(jīng)濟(jì)意義，模型采用變量的絕對量（取自然對數(shù)），而不是相對指標(biāo)作為解釋變量;

第四，考慮到所選各省市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及對OFDI的支持力度等不可觀測變量的區(qū)別，我們在模型中控制了省份固定效應(yīng)。

鑒于此，建立如下模型:

其中，Iit代表i省第t年的固定資本形成;OFDIit代表i省第t年的對外直接投資，這是本文的核心自變量;FDIit代表i省第t年的外商直接投資;S（-1）it代表i省t-1期的儲蓄量;EXit和IMit分別代表i省第t年的對外貿(mào)易出口額和進(jìn)口額;λi代表各省的固定效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動項。

為了削弱異方差和異常項對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的影響，分別對模型兩邊做對數(shù)處理。此外，在面板數(shù)據(jù)分析中，一般有固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型兩種形式，用Hausman檢驗來區(qū)分選擇?？紤]到固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)分析比隨機(jī)效應(yīng)模型更具有普適性并且可以有效的控制個體固定效應(yīng)，因此，我們選取固定效應(yīng)模型。

（二）變量定義及數(shù)據(jù)描述

本文根據(jù)2003～2009年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》中歷年對外投資存量排名前十位的省市區(qū)最終確定了13個省份及北京、上海兩個直轄市作為計量樣本，分析了其2003～2009年的105個觀測值。表1對計量模型中的變量進(jìn)行了定義和統(tǒng)計性描述。OFDI的數(shù)據(jù)來自2003～2009年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，其他數(shù)據(jù)來自2003～2009年《中國統(tǒng)計年鑒》，所有數(shù)據(jù)單位均按當(dāng)年年均匯率換算成億美元。

模型選取社會固定資產(chǎn)投資作為衡量國內(nèi)資本的指標(biāo)。全社固定資產(chǎn)投資總額包含國內(nèi)投資部分和外商投資部分，許多相關(guān)研究并沒有對其做區(qū)分而直接應(yīng)用。由于本文控制變量中含有FDI，與模型的因變量可能存在聯(lián)立性，為了消除聯(lián)立性偏誤對回歸結(jié)果的影響，我們用扣除外資部分后的社會固定資產(chǎn)投資作為國內(nèi)資本的代理變量。此外，對外直接投資對母國的反饋作用一般存在滯后效應(yīng)，即當(dāng)期的OFDI流量不會對國內(nèi)產(chǎn)生顯著影響，存量累積的后發(fā)力量才是影響母國經(jīng)濟(jì)的主要動因，并且OFDI流量易受國內(nèi)外環(huán)境影響，波動較大，對回歸方程的穩(wěn)定性不利。鑒于此，我們采用OFDI存量作為自變量數(shù)據(jù)，F(xiàn)DI也選取存量。

表1 變量定義與統(tǒng)計性描述

四、計量及分析

本文利用計量軟件Eviews 6.0，在控制省份固定效應(yīng)后，采用逐步加入控制變量的方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗分析。結(jié)果如表2所示。

我們根據(jù)表2中的計量結(jié)果定量分析OFDI對我國國內(nèi)資本形成的影響。首先，OFDI的系數(shù)全部為正，說明OFDI對我國國內(nèi)資本的形成具有正的擠入效應(yīng)。此結(jié)果支持了綦建紅、魏慶廣（2009）的結(jié)論，他們認(rèn)為，OFDI能顯著促進(jìn)我國東、西、中部國內(nèi)資本的形成。表2中的（1）列顯示了在不控制其他變量的情況下，OFDI對國內(nèi)資本的回歸結(jié)果，可以看出，OFDI對國內(nèi)資本的影響系數(shù)較大且通過了1%水平下的顯著性檢驗。但是，單變量回歸中解釋變量與隨機(jī)擾動項之間較高的序列相關(guān)性以及遺漏變量造成的內(nèi)生性會導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏誤，為了減小這些不利影響，加入控制變量后繼續(xù)對模型進(jìn)行討論。在（2）～（4）列中逐步加入控制變量，我們發(fā)現(xiàn)，OFDI的系數(shù)雖然有所下降，但仍然為正且全部通過了1%水平下的顯著性檢驗，回歸結(jié)果也逐漸趨于穩(wěn)定。

綜合考慮后，選取表2中（4）列的回歸結(jié)果作為基準(zhǔn)估計結(jié)果。在控制其他變量的情況下，OFDI的系數(shù)為0.164并且通過了1%水平下的顯著性檢驗?？梢?，OFDI對我國國內(nèi)資本形成的影響顯著，OFDI存量每提高1%就會促進(jìn)我國國內(nèi)資本增加0.164%。從其他控制變量的估計系數(shù)中可以得出，滯后一期的國內(nèi)儲蓄和進(jìn)口貿(mào)易對我國國內(nèi)資本形成的影響為正，其估計系數(shù)為0.760和0.226，并分別通過了1%及5%水平下的顯著性檢驗;出口貿(mào)易的系數(shù)也為正，但統(tǒng)計不顯著;FDI的系數(shù)為負(fù)，表明對國內(nèi)資本形成的影響存在擠出效應(yīng)，但沒有通過顯著性檢驗，統(tǒng)計不顯著。

表2 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

上述回歸中，我們對國內(nèi)資本度量時采用的是去除外資部分的全社會固定資產(chǎn)投資總額的相關(guān)數(shù)據(jù)。那么，以上計量結(jié)果是否由于本文國內(nèi)資本的測定性誤差所造成的呢?為此，我們選取各省市新增固定資產(chǎn)額作為因變量，對模型的穩(wěn)健性展開檢驗。從表3可知，原代理變量與用于檢驗的因變量之間存在高度的相關(guān)性，說明采用新增固定資產(chǎn)額來衡量國內(nèi)資本具有合理性和可行性。對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果如表4所示。

表3 兩變量相關(guān)系數(shù)

表4中，用新增固定資產(chǎn)作為因變量之后，估計出來的OFDI的系數(shù)仍然全部為正，雖然與表2相比，系數(shù)值略有提高，但相差不大，其他控制變量的系數(shù)和顯著性也沒有發(fā)生明顯變化，因此，我們認(rèn)為表2中的估計結(jié)果非常穩(wěn)健。

通過上述分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)驗研究的結(jié)果與普遍認(rèn)同的傳統(tǒng)論斷相悖，也不支持劉同山、王曼怡（2010）認(rèn)為OFDI對發(fā)展中國家國內(nèi)資本形成具有負(fù)的擠出效應(yīng)的研究結(jié)論。當(dāng)然，由于各個研究所選取的計量方法、控制變量、以及統(tǒng)計數(shù)據(jù)等客觀因素的差異，實證結(jié)果存在不同是難以避免的。但是，我們認(rèn)為，根據(jù)中國現(xiàn)階段的國情，OFDI對我國國內(nèi)資本的形成具有正的擠入效應(yīng)是合理可信的，原因如下:首先，資源尋求型OFDI的持續(xù)促進(jìn)。資源尋求型OFDI致力于從資源稟賦國獲得母國稀缺但生產(chǎn)生活又必不可少的自然資源，將其作為原材料或者最終品在國內(nèi)進(jìn)行生產(chǎn)、銷售。隨著我國工業(yè)化進(jìn)程的加快，在技術(shù)水平滯后的情況下，對傳統(tǒng)資源的需求不斷擴(kuò)張。以能源為例，據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2009年，我國能源生產(chǎn)總量為27.46億噸，消費總量為30.66億噸，存在3億噸左右的缺口并且有逐年擴(kuò)大的趨勢。由于傳統(tǒng)進(jìn)口方式受到越來越多貿(mào)易壁壘的限制，資源尋求型OFDI作為一種獲取資源的重要方式在我國得到了較快的發(fā)展。以資源獲取為主要目的的OFDI（石油、天然氣、礦物質(zhì)開采業(yè)等）占我國每年對外投資流量的20%以上，這些企業(yè)的發(fā)展必然會帶動母國相關(guān)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，或生產(chǎn)條件的改善，從而促進(jìn)母國國內(nèi)資本的形成。第二，第三產(chǎn)業(yè)OFDI的崛起。根據(jù)《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，流向商務(wù)服務(wù)業(yè)的OFDI逐年增加，并于2008、2009年持續(xù)登上我國OFDI對外投資行業(yè)的榜首，其他服務(wù)類行業(yè)的投資份額也有較快增長，截止2009年，投向第三產(chǎn)業(yè)的OFDI已經(jīng)占到OFDI存量的50%以上。與第一、二產(chǎn)業(yè)相比，第三產(chǎn)業(yè)擁有更多人力資本密集的高附加值行業(yè)，具備沉沒成本低、資金周轉(zhuǎn)靈活、收益率高且回收速度快等顯著優(yōu)勢。這些OFDI的海外子公司通過收入反饋機(jī)制返回母國的資金也就相對較多、較快，使得母國有更為充裕的資金參與國內(nèi)投資，推動國內(nèi)資本的形成。第三，技術(shù)尋求型OFDI的發(fā)展。技術(shù)尋求型OFDI的主要目的是通過在海外設(shè)立研發(fā)機(jī)構(gòu)或并購具有先進(jìn)技術(shù)的外國企業(yè)來獲取他們的R＆D資源，以此提升本企業(yè)的技術(shù)水平和全球競爭力。此類投資將從國外吸收的創(chuàng)新資源，如先進(jìn)的技術(shù)、科學(xué)的管理方法、高素質(zhì)的行業(yè)人才、豐富的客戶資源等，通過逆向溢出作用引入投資母國，直接或間接地增加了國內(nèi)資本。近年來，發(fā)展中國家在發(fā)達(dá)國家進(jìn)行技術(shù)尋求型OFDI的例子屢見不鮮，我國企業(yè)也積極參與其中。據(jù)統(tǒng)計，2009年，我國流向美國和歐盟的OFDI分別為9.09億美元和29.66億美元，同比增長96.7%和535.1%，是2003年的13.98倍和19.77倍。隨著以尋求創(chuàng)新資源為目的的OFDI的不斷增加，將獲取的R＆D資源轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)力從而增加國內(nèi)投資的方式將成為OFDI促進(jìn)我國國內(nèi)資本形成的主要方式。

表4 回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗

分析其他控制變量的計量結(jié)果:國內(nèi)儲蓄對國內(nèi)資本形成的顯著正效應(yīng)在很大程度上歸因于其增加了金融機(jī)構(gòu)的放貸能力，降低了國內(nèi)貸款門檻。進(jìn)口的顯著正效應(yīng)則與進(jìn)口國外生產(chǎn)設(shè)備、稀缺資源和中間產(chǎn)品等有關(guān)。出口對國內(nèi)資本形成的效應(yīng)也為正，但是統(tǒng)計性不顯著，原因是，在我國的出口總額中，一半以上的貢獻(xiàn)來自于國外的跨國公司，而本文的因變量是去除了外商投資部分的國內(nèi)固定資產(chǎn)投資，所以，出口對資本形成的促進(jìn)作用不能得到顯著體現(xiàn)。FDI對國內(nèi)資本形成的影響為負(fù)且不顯著，這與許多相關(guān)研究的結(jié)論相悖，可能也與本文因變量中去除了外商投資部分有關(guān)，從我們的研究結(jié)果來看，F(xiàn)DI在與母國企業(yè)競爭中，產(chǎn)生了負(fù)的擠占效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用2003～2009年中國15個省市的面板數(shù)據(jù)，實證研究了OFDI對我國國內(nèi)資本形成的影響。在控制了省份固定效應(yīng)以及其他控制變量之后，結(jié)果表明，OFDI每上升1%，將促進(jìn)我國國內(nèi)資本顯著增加0.164%。分析原因，主要與我國資源尋求型OFDI的持續(xù)促進(jìn)、第三產(chǎn)業(yè)OFDI的崛起以及技術(shù)尋求型OFDI的發(fā)展有密切關(guān)系。由此可見，我國應(yīng)該鼓勵企業(yè)進(jìn)行對外直接投資，特別是高附加值的第三產(chǎn)業(yè)OFDI以及以尋求創(chuàng)新資源為目的的技術(shù)尋求型OFDI，使其在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、提升產(chǎn)業(yè)鏈價值、減少資源浪費和環(huán)境污染的同時，促進(jìn)國內(nèi)資本的形成，實現(xiàn)一舉多贏。對于其他控制變量，主要影響國內(nèi)資本形成的因素是國內(nèi)總儲蓄和進(jìn)口，兩者每上升1%，就會導(dǎo)致國內(nèi)資本分別顯著上升0.760%和0.226%，因此，政府制定政策是，也應(yīng)該提倡適當(dāng)?shù)膰鴥?nèi)儲蓄和有選擇的進(jìn)口。FDI與出口對國內(nèi)資本形成的影響效果不顯著。

由于我國OFDI的時間較短，統(tǒng)計數(shù)據(jù)匱乏，數(shù)據(jù)獲取上的局限性給本文的深入研究帶來了一定的困難。隨著我國OFDI的發(fā)展以及相關(guān)數(shù)據(jù)的豐富，今后的研究可以進(jìn)一步細(xì)化，如探討OFDI的不同進(jìn)入方式對國內(nèi)資本形成的差別影響，或者OFDI的產(chǎn)業(yè)和地區(qū)流向?qū)鴥?nèi)資本形成的不同影響，從而推動該領(lǐng)域研究的進(jìn)一步深入。