溫 磊

（中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院，北京 100872）

一 引言

雖然中國(guó)的對(duì)外直接投資有了長(zhǎng)足發(fā)展，但與中國(guó)的經(jīng)濟(jì)地位相比，對(duì)外直接投資的發(fā)展還是相對(duì)較落后。2011年中國(guó)對(duì)外直接投資的總流量為746.5億美元，比2010年增長(zhǎng)8.5%。截至2011年底，中國(guó)在國(guó)外的對(duì)外直接投資企業(yè)有1.8萬(wàn)家，廣泛分布于全球的177個(gè)國(guó)家或地區(qū)，2011年中國(guó)的對(duì)外直接投資存量4247.8億美元。2011年中國(guó)對(duì)外直接投資分別占全球當(dāng)年流量、存量的4.4%和2%。2011年中國(guó)對(duì)外直接投資流量、存量分別為列全球國(guó)家（地區(qū)）排名的第6位、13位。本文借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，對(duì)影響中國(guó)對(duì)外直接投資的因素做了進(jìn)一步探討，最后為中國(guó)加速對(duì)外直接投資提出一些建議。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，海外自然資源的穩(wěn)定供給正成為一個(gè)日益關(guān)注的問(wèn)題［1］。確保重要自然資源的穩(wěn)定供給成為中國(guó)積極尋求對(duì)外直接投資的重要推動(dòng)因素（Ye，1992）［2］。Vernon［3］（1966）認(rèn)為出口發(fā)展先于企業(yè)的國(guó)外生產(chǎn)，投資前的出口行為是市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)最小化的途徑，出口是對(duì)外直接投資擴(kuò)張的先期行為，直接投資是出口的后續(xù)活動(dòng)，兩者是連續(xù)的，出口對(duì)于對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用，體現(xiàn)在出口可能最終會(huì)成為直接投資行為。Belderbos［4］等（1998）分析了日本在歐洲的直接投資，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資與出口間存在替代效應(yīng)。Dunning［5］（1993）認(rèn)為可以分為資源導(dǎo)向、市場(chǎng)導(dǎo)向、效率導(dǎo)向和戰(zhàn)略導(dǎo)向四種類型，把前兩種類型視為企業(yè)初始對(duì)外直接投資的主要原因，把后兩種類型看作為企業(yè)追加對(duì)外直接投資的主要原因，就是促進(jìn)企業(yè)參與和推動(dòng)區(qū)域一體化或全球經(jīng)濟(jì)一體化。Ellingsen等［6］（1999）指出對(duì)外直接投資是由于受到外來(lái)企業(yè)直接投資的威脅，其本土企業(yè)采取的策略性行為。Clegg和Scott（1999）［7］認(rèn)為貨幣升值對(duì)本國(guó)對(duì)外直接投資有促進(jìn)作用。

二 計(jì)量模型和數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文實(shí)證研究了2003年1月1日-2010年12月31日中國(guó)30個(gè)省直轄市的面板數(shù)據(jù)。OFDI是對(duì)外直接投資，其數(shù)據(jù)來(lái)源:《2010年度中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》;電力消費(fèi)、出口、貿(mào)易、就業(yè)人員實(shí)際平均工資、實(shí)際人均GDP、人民幣兌美元匯率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和2008年開(kāi)始的中國(guó)中央政府“四萬(wàn)億”投資分別用 ELEC、EXP、TRADE、WAGE、PGDP、EXCH、CPI以及 PLAN來(lái)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于各年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

國(guó)內(nèi)企業(yè)只有在感受到切身威脅時(shí)才會(huì)進(jìn)行對(duì)外直接投資，在國(guó)內(nèi)企業(yè)做出對(duì)外直接投資決策和形成實(shí)際生產(chǎn)能力間存在時(shí)滯［8］，為此引入變量FDIt-1，其中t代表年，該變量的數(shù)據(jù)來(lái)源于各省市年度《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，各變量對(duì)數(shù)形式的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.面板數(shù)據(jù)模型

取對(duì)數(shù)后可去除宏變量的異方性，面板數(shù)據(jù)的性質(zhì)和相互關(guān)系也不會(huì)變化，

本文的面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定為線性對(duì)數(shù)形式

其中i代表截面?zhèn)€體，表示中國(guó)的30個(gè)省市（西藏除外），t代表2003～2010年，α和 γ是常數(shù)項(xiàng)，ui為截面?zhèn)€體的固定效應(yīng)，vit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。各變量的預(yù)期符號(hào)如表2所示。

表2 變量預(yù)期符號(hào)

對(duì)于不同類型的面板數(shù)據(jù)，有三種計(jì)量方法分別為混合OLS、固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE），建模時(shí)會(huì)有不同的側(cè)重點(diǎn)，至于究竟應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，如果研究樣本是從總體隨機(jī)抽樣得到的，并且，預(yù)期利用模型解釋或推斷總體的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，則將模型設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)模型合理，檢驗(yàn)個(gè)體效應(yīng)不顯著，可以采用混合OLS。在個(gè)體效應(yīng)顯著的情況下，還需要在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)之間進(jìn)行選擇。例如模型1.1，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為F（29，197）=5.03，拒絕原假設(shè)“個(gè)體效應(yīng)ui等于零”在混合OLS與固定效應(yīng)模型間，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型;其次，拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為1 023.68，拒絕原假設(shè)“個(gè)體效應(yīng)ui方差為零”，在混合OLS與隨機(jī)效應(yīng)模型間，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為0.19，相伴概率為0.998，不能拒絕“隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)的估計(jì)量沒(méi)有實(shí)質(zhì)性差異的”零假設(shè)，得知隨機(jī)效應(yīng)更為有效，因此，本文將采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。而對(duì)于隨機(jī)效應(yīng)模型，Greene［9］（2000）指出采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行估計(jì)可減少估計(jì)誤差。

模型（1）、模型（2）的回歸結(jié)果如表3和表4所示。表3和表4的結(jié)果說(shuō)明各省市的電力消費(fèi)量與對(duì)外直接投資之間存在顯著的正向關(guān)系。雖然總體上來(lái)說(shuō)，中國(guó)各地區(qū)有著豐富的自然資源，但中國(guó)人均資源占有量不到世界平均水平的一半，單位GDP能耗、物耗大大高于世界平均水平，并且隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對(duì)能源等資源的需求日趨旺盛，資源的供需矛盾更加突出，因此尋求資源日益成為中國(guó)對(duì)外投資的一個(gè)重要?jiǎng)右?。出口和貿(mào)易顯著地促進(jìn)了對(duì)外直接投資。出口以及進(jìn)出口貿(mào)易額增大，進(jìn)口國(guó)企業(yè)在競(jìng)爭(zhēng)中將面臨較大的沖擊，因此，進(jìn)口國(guó)企業(yè)就會(huì)對(duì)政府施加壓力，尋求政府對(duì)出口國(guó)出臺(tái)相應(yīng)的貿(mào)易保護(hù)政策。改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的進(jìn)出口貿(mào)易迅速發(fā)展，2010年中國(guó)的進(jìn)出口總額為29 740.0億美元，其中，出口額為15 776.5億美元，進(jìn)口額為13 962.4億美元，貿(mào)易順差達(dá)到了1 815.1億美元?？梢哉f(shuō)，中國(guó)貿(mào)易順差的高企，是造成中國(guó)與其主要貿(mào)易伙伴之間頻繁發(fā)生貿(mào)易摩擦［10］，因此，歐盟和美國(guó)不斷對(duì)中國(guó)實(shí)施反傾銷、反補(bǔ)貼等措施，對(duì)中國(guó)的出口企業(yè)產(chǎn)生非常大的影響。面對(duì)主要貿(mào)易伙伴實(shí)施的貿(mào)易保護(hù)，可以采取利用對(duì)外直接投資，來(lái)降低貿(mào)易保護(hù)的負(fù)面影響。出口貿(mào)易額越大，企業(yè)越有可能對(duì)外直接投資。

表3 模型（1）估計(jì)結(jié)果

表4 模型（2）估計(jì)結(jié)果

續(xù)表4

模型 1.1、1.4、2.2、2.4 的結(jié)果顯示實(shí)際（就業(yè)人員）平均工資的增長(zhǎng)正向顯著地影響了對(duì)外直接投資。2003年和2010年中國(guó)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資分別為13 969元以及36 539元，2010年工資水平是2003年的2.6倍。工人工資水平的升高增加了國(guó)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本，對(duì)于生產(chǎn)出口產(chǎn)品的國(guó)內(nèi)企業(yè)來(lái)說(shuō)，如果國(guó)內(nèi)生產(chǎn)成本高于國(guó)外，它就會(huì)選擇通過(guò)對(duì)外直接投資方式在國(guó)外設(shè)廠生產(chǎn)，以降低生產(chǎn)成本以及運(yùn)輸成本等，提高生產(chǎn)效率。

模型1.2、1.3、2.3結(jié)果顯示省市的人均 GDP與其對(duì)外直接投資存在顯著正相關(guān)關(guān)系。2010年中國(guó)的GDP總量為401 202.0億元，人均GDP為29 992元，以1:6.76（2010年人民幣兌美元匯率平均價(jià)）的匯率可分別折算為59 349.4億美元以及4 436.6美元，依照鄧寧的理論，中國(guó)的對(duì)外直接投資已經(jīng)處在第三階段。而中國(guó)東南沿海省份和直轄市如上海、北京、天津、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南的人均 GDP分別為11 254、11 234、10 798、6 266、7 817、7 650、5 921、6 081、6 618、2 991以及3 525美元，除了廣西和海南外，其它東部省市都進(jìn)入了第四階段。經(jīng)濟(jì)發(fā)展為中國(guó)儲(chǔ)備了大量的外匯資金（2010年中國(guó)的外匯儲(chǔ)備額為28 473.38億美元），從而促進(jìn)中國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展。

由表3和表4可看出外商直接投資正向促進(jìn)了對(duì)外直接投資，2003年和2010年中國(guó)實(shí)際利用外資額為561.40億美元、1 088.21億美元，2010年實(shí)際利用外資額是2003年的1.94倍。隨著中國(guó)吸引外商直接投資的迅猛增加，中國(guó)國(guó)內(nèi)企業(yè)面臨巨大的壓力，考慮到策略性型競(jìng)爭(zhēng)的目的，國(guó)內(nèi)企業(yè)將會(huì)增加對(duì)外直接投資，這些地區(qū)的OFDI會(huì)隨著流入這些地區(qū)的FDI的增加而增加。但變量外商直接投資的系數(shù)在10%水平上并不顯著，這與（代中強(qiáng)，2008）的發(fā)現(xiàn)一致。主要的原因可能是由于“假外資”現(xiàn)象（內(nèi)資以對(duì)外直接投資形式流出，后又以外商直接投資形式進(jìn)入國(guó)內(nèi)）造成的。

模型1.3、1.4結(jié)果顯示美元對(duì)人民幣匯率升高顯著負(fù)向影響了對(duì)外直接投資，因此，直接影響投資和收益的價(jià)值量是匯率變動(dòng)，本文中主要以美元為單位來(lái)計(jì)量中國(guó)的對(duì)外直接投資，美元兌人民幣匯率水平升高導(dǎo)致中國(guó)對(duì)外直接投資成本的增加。

模型1.1、1.2、2.2-2.5結(jié)果說(shuō)明通貨膨脹與“四萬(wàn)億”投資顯著促進(jìn)了對(duì)外直接投資的發(fā)展。在通貨膨脹的情況下，國(guó)內(nèi)工人的貨幣工資會(huì)增加，同時(shí)原材料價(jià)格也會(huì)上漲，造成國(guó)內(nèi)投資成本上升，利潤(rùn)減少。通貨膨脹阻礙了國(guó)內(nèi)投資，推動(dòng)了以尋求較低生產(chǎn)成本為動(dòng)機(jī)的對(duì)外直接投資。而對(duì)于2008年的“四萬(wàn)億”投資，隨著一攬子計(jì)劃的貫徹落實(shí)，2009年前三季度，GDP同比增長(zhǎng)7.7%，社會(huì)消費(fèi)品零售總額同比增長(zhǎng)15.1%，扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)17%，比上年同期加快2.8個(gè)百分點(diǎn)。2009年1-9月，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入1.297萬(wàn)元，同比增長(zhǎng)9.3%，扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)10.5%。農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入4 307元，比上年同期增長(zhǎng)8.5%，扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)9.2%。

三 結(jié)論

本文研究結(jié)果表明:中國(guó)對(duì)外直接投資與國(guó)內(nèi)省份及直轄市的電力消費(fèi)是正向關(guān)系，說(shuō)明電力消費(fèi)上升將正向影響著中國(guó)對(duì)外直接投資，表明中國(guó)對(duì)外直接投資具有能源型趨勢(shì)的特點(diǎn)，特別是近幾年中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，中國(guó)對(duì)外海外能源的依賴程度越來(lái)越大，尋求海外能源的穩(wěn)定供應(yīng)，已經(jīng)成為中國(guó)對(duì)外直接投資的最為重要驅(qū)動(dòng)力;實(shí)證結(jié)果顯示，中國(guó)的對(duì)外直接投資與其出口及貿(mào)易的增長(zhǎng)關(guān)系是顯著正向關(guān)系。勞動(dòng)力成本、通貨膨脹的正向影響，說(shuō)明了中國(guó)對(duì)外直接投資有效率導(dǎo)向型特點(diǎn);美元兌人民幣匯率升高負(fù)向影響了對(duì)外直接投資，政府投資政策顯著促進(jìn)了對(duì)外直接投資。

最后要提及的是中國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過(guò)程，而確保海外能源的穩(wěn)定供應(yīng)，將是中國(guó)對(duì)外直接投資的重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)，也是影響中國(guó)對(duì)外直接投資的重要原因，也是中國(guó)發(fā)展自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略之一。從歐美發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外直接投資的發(fā)展過(guò)程看，都經(jīng)歷從資源型投資到制造業(yè)投資，再到第三產(chǎn)業(yè)為主的投資，因此，基于中國(guó)實(shí)際情況，中國(guó)的對(duì)外直接投資還處在快速發(fā)展階段，目前，中國(guó)的對(duì)外直接投資已經(jīng)經(jīng)歷了從資源型開(kāi)發(fā)到加工貿(mào)易的過(guò)程，正逐步轉(zhuǎn)型為投資科技與服務(wù)為主的投資，政策上為了更好地發(fā)揮中國(guó)對(duì)外直接投資的作用，中國(guó)政府應(yīng)充分考慮影響中國(guó)對(duì)外直接投資的決定因素，采取制定相應(yīng)的鼓勵(lì)、扶持政策，可以說(shuō)政府在對(duì)外直接投資發(fā)展中扮演著十分重要的作用。

［1］代中強(qiáng).中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資動(dòng)因研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的分析［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，30（11）:29-35.

［2］Ye G.Chinese Transnational Corporations［J］.Transnational Corporations，1992，1（2）:125-133.

［3］Vernon R.International Investment and International Trade in the Product Cycle［J］.The Quarterly Journal of Economics，1966（80）:190-207.

［4］Belderbos R，Sleuwaegen L.Tariff Jumping DFI and Export Substitution:Japanese Electronics Firms in Europe ［J］.Journal of Industrial Organization，1998，16（5）:601-638.

［5］Dunning J H.Multinational Enterprises and the Global E-conomy［M］.Wokingham:Addison-Wesley，1993:85-96.

［6］Ellingsen T，Warneryd K.Foreign Direct Investment and the Politic Economy of Protection［J］International Economic Review，1999（40）:357-379.

［7］Clegg L J，Scott S.The Determinants of New FDI Capital Flows into the EC:A Statistical Comparison of the USA and Japan［J］.Journal of Common Market Studies，1999，37（4）:597-616.

［8］沙文兵.對(duì)外直接投資、逆向技術(shù)溢出與國(guó)內(nèi)創(chuàng)新能力——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)研究，2012（3）:69-74.

［9］Greene W.Econometric Analysis:Fourth edition［M］.Prentice Hall，Englewood Cliffs，2000:105-108.

［10］鄧淇中.FDI、進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差異研究［J］.科學(xué)決策，2010（1）:27-34.