韓金紅

(復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海 200433)

0 引言

2008年爆發(fā)了全球性金融危機(jī)，當(dāng)時(shí)西方發(fā)達(dá)國(guó)家的對(duì)外直接投資（Outflows of Foreign Direct Investment）猛烈下降，然而中國(guó)作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，其對(duì)外直接投資卻逆流而上，維持了自2002年以來的持續(xù)增長(zhǎng)，讓世人睹目。聯(lián)合國(guó)貿(mào)易發(fā)展組織2011年7月26日在京發(fā)布《2011年世界投資報(bào)告》中指出，2010年中國(guó)的對(duì)外直接投資首次超過日本，達(dá)到創(chuàng)紀(jì)錄的680億美元，位居世界第五。這意味著中國(guó)對(duì)外直接投資繼2002年以來維持了9年的持續(xù)增長(zhǎng)。如此迅猛的變化，吸引了眾多學(xué)者對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資的研究。為什么中國(guó)的對(duì)外直接投資能持續(xù)增長(zhǎng)？這樣的增長(zhǎng)勢(shì)頭是否還會(huì)繼續(xù)？本文試圖從能源消費(fèi)需求對(duì)中國(guó)OFDI的動(dòng)態(tài)影響角度深入分析這些問題。

1 中國(guó)資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資現(xiàn)狀

1.1 中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)導(dǎo)致資源短缺

改革開放30多年以來，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)取得巨大發(fā)展的同時(shí)，粗放型增長(zhǎng)方式消耗了大量的資源，使得資源供需矛盾日益突出。各類資源中，能源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力有密切關(guān)系，但自20世紀(jì)90年代開始，除2004年中國(guó)能源供需基本平衡外，從2007以后年中國(guó)能源一直處于供不應(yīng)求的非平衡狀態(tài)，2007年中國(guó)能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.66，也就是說中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，能源消費(fèi)相應(yīng)增長(zhǎng)0.66個(gè)百分點(diǎn)2（李珮璘，2010）。各類能源品種中，尤以石油供需局勢(shì)較嚴(yán)峻。根據(jù)國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)能源經(jīng)濟(jì)與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心預(yù)測(cè)，即使考慮到新能源的開發(fā)和利用，到2020年中國(guó)石油供需缺口仍然很大：屆時(shí)中國(guó)原油產(chǎn)量將位于2億至2.2億噸之間4，而石油年需求量卻將達(dá)到5.6億噸至6億噸。根據(jù)國(guó)家能源局《中國(guó)能源發(fā)展報(bào)告（2009）》，到2020年中國(guó)石油對(duì)外依存度將超過64%。較高的石油對(duì)外依存度引起了中國(guó)國(guó)內(nèi)普遍的憂慮。與此同時(shí)，人民幣對(duì)美元匯率持續(xù)升值，國(guó)際石油價(jià)格一漲再漲，這大大增加了中國(guó)通過進(jìn)口方式從國(guó)際市場(chǎng)獲取自然資源的成本。因此，鼓勵(lì)國(guó)內(nèi)資源開發(fā)企業(yè)走出去，通過OFDI獲得穩(wěn)定的資源供應(yīng)成為必然的應(yīng)對(duì)之策。

除了能源資源外，非能源資源中的金屬礦產(chǎn)是現(xiàn)代化工業(yè)生產(chǎn)的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，也是中國(guó)OFDI所希望獲取的重要資源。盡管中國(guó)礦產(chǎn)資源豐富，但不少重要礦產(chǎn)資源如銅、鋁、等人均占有量大大低于世界平均水平，不能滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，大量非能源資源只能通過進(jìn)口獲得。以鐵礦石為例，雖然中國(guó)鐵礦資源總儲(chǔ)量在世界上名列前茅，但人均占有量?jī)H36噸（世界人均占有量為51.19噸），僅為世界人均占有量的70%。特別是中國(guó)鐵礦資源分布不均，普遍品位偏低，平均品位33%，還不及世界上富礦資源國(guó)平均品位的一半，而且開采條件差，礦山建設(shè)周期長(zhǎng)。

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，國(guó)產(chǎn)鐵礦石已不能滿足鋼鐵工業(yè)發(fā)展的需求，其進(jìn)口逐年擴(kuò)大，目前中國(guó)鐵礦石的進(jìn)口依存度已超過50%（李珮璘，2010）。同時(shí)中國(guó)企業(yè)又缺乏國(guó)際資源定價(jià)權(quán)，對(duì)外價(jià)格談判陷入被動(dòng)，致使進(jìn)口成本日益攀升，在這種形勢(shì)下，如何通過對(duì)外直接投資獲得穩(wěn)定的資源供應(yīng)更為迫切。

1.2 中國(guó)資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資現(xiàn)狀

自1997年中國(guó)提出充分利用“兩種資源、兩個(gè)市場(chǎng)”的“走出去”戰(zhàn)略之后，中國(guó)的資源類境外投資進(jìn)入了一個(gè)新的時(shí)期。特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)和對(duì)礦產(chǎn)資源的需求不斷加大，資源類境外投資開始迅速擴(kuò)大。

目前，中國(guó)境外資源合作已涵蓋油氣、固體礦產(chǎn)、農(nóng)業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)等諸多領(lǐng)域，與全球30多個(gè)國(guó)家建立起資源長(zhǎng)期合作關(guān)系，但總體來看，中國(guó)資源領(lǐng)域的對(duì)外直接投資主要集中在礦產(chǎn)資源領(lǐng)域。根據(jù)中國(guó)各年對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)，從投資流量來看，2003～2009年各年中，采礦業(yè)一直是非金融類投資中投資規(guī)模最大的行業(yè)，占比一度高達(dá)近50%，主要流向石油和天然氣開采業(yè)。從投資流量來看，截至2009年末，中國(guó)采礦業(yè)對(duì)外直接投資流量為133.4億美元，占總流量的比例為23.6%，占非金融類OFDI得27.9%，投資主要集中在石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)。

據(jù)中國(guó)商務(wù)部在2009年末公布的中國(guó)非金融類境外企業(yè)資產(chǎn)前10位中有五家企業(yè)均為資源類投資企業(yè)，分別為中國(guó)石油天然氣集團(tuán)公司（第1位）、中國(guó)石油化工集團(tuán)公司（第3位）、中國(guó)海洋石油總公司（第4位）、中國(guó)鋁業(yè)公司（第9位）、中國(guó)中化集團(tuán)公司（第10位）。可以看出，中國(guó)資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資在整個(gè)OFDI中占有舉足輕重的地位。

2 實(shí)證分析

2.1 變量選取及數(shù)據(jù)說明

以上論述說明中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)導(dǎo)致資源消耗大幅度增加，國(guó)家面臨資源約束，從而進(jìn)行了大量的對(duì)外直接投資，但資源消費(fèi)需求與中國(guó)OFDI之間究竟是否真的存在數(shù)理關(guān)系，還需要進(jìn)行實(shí)證分析。由于總資源消費(fèi)的數(shù)據(jù)無法獲取，本文在此用能源消費(fèi)作為資源消費(fèi)的代理變量，研究中國(guó)能源消費(fèi)需求與OFDI之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并分析它們相互沖擊所帶來的動(dòng)態(tài)影響。所以以中國(guó)能源消費(fèi)總量和中國(guó)OFDI做為內(nèi)生變量。令energy、ofdi為中國(guó)能源消費(fèi)總量和對(duì)外直接投資兩個(gè)變量的名稱。由于中國(guó)對(duì)外直接投資從改革開放以后才有記錄，而2011年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的官方數(shù)據(jù)又沒有公布，只能把樣本取值區(qū)間設(shè)定為1978～2009年。以下說明原始數(shù)據(jù)來源：中國(guó)歷年對(duì)外直接投資的數(shù)據(jù)中1978～2009年數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易與發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫(kù)。為消除物價(jià)因素和匯率因素的影響,增加可比性，本文對(duì)中國(guó)歷年對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，將歷年OFDI數(shù)據(jù)總額先除以歷年零售品價(jià)格指數(shù)，所得數(shù)據(jù)再依據(jù)歷年人民幣對(duì)美元平均匯率換算成人民幣最后得到以下計(jì)量分析所要用的OFDI數(shù)據(jù)。經(jīng)過處理以后，如圖1和圖2，可以看出，從1978～2009年，中國(guó)能源消費(fèi)基本都呈增加態(tài)勢(shì)，而OFDI也基本呈增加趨勢(shì)，但在1991～2002年間有小幅波動(dòng)，2002年以后呈大幅上升趨勢(shì)。

圖1 能源消費(fèi)趨勢(shì)圖

圖2 我國(guó)對(duì)外直接投資流量趨勢(shì)圖

2.2 實(shí)證分析

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為防止偽回歸的產(chǎn)生,在建立模型之前,必須檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法有ADF檢驗(yàn)、DF-GLS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)、NP檢驗(yàn)等方法。本文選取最常用的ADF檢驗(yàn)(Augmented Dickey-Fuller test)法對(duì)各時(shí)間序列energy、ofdi進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果見表1。

表1 序列和差分序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從序列energy、ofdi的ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，它們的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都大于1%檢驗(yàn)水平的臨界值，所以這兩個(gè)序列都包含有單位根，從而是非平穩(wěn)序列。同時(shí)，這兩個(gè)序列的二階差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都小于1%檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此二階差分序列不包含單位根，是平穩(wěn)的。根據(jù)分析，序列energy、ofdi都是二階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.2.2 協(xié)整分析

（1）最優(yōu)滯后期的選擇。

變量之間協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期一般選擇方法是先做無約束條件的VAR模型，按照AIC或SC最小的原則結(jié)合F統(tǒng)計(jì)的顯著性或殘差確定最優(yōu)的滯后期為r，則做協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)的滯后期r-1。在ADF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們以時(shí)間序列energy、ofdi為因變量，以這些變量的滯后值為自變量建立無約束VAR自回歸模型。為了確定VAR模型的滯后階數(shù),我們根據(jù)LogL、LR、FPE、AIC、SC和HQ等標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行確定。滯后階數(shù)適當(dāng)加大,可以消除誤差項(xiàng)中的自相關(guān),但又容易減少自由度,影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。經(jīng)過多次的實(shí)際測(cè)算比較,根據(jù)AIC標(biāo)準(zhǔn)最后確定滯后階數(shù)為3，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。接下來檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)該VAR模型有6個(gè)根，有2個(gè)根的倒數(shù)的模大于1，落在了單位圓的外面，所以是不穩(wěn)定的，因此我們不選擇做VAR模型。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

（2）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

由于VAR模型不穩(wěn)定，則接下來看看這兩個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果有，可以做VEC模型分析。根據(jù)前面ADF分析結(jié)果，這兩者之間可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的方法來分析各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。根據(jù)前面分析可知無約束條件下的最優(yōu)滯后期為3，所以做協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期為2，Eviews6.0統(tǒng)計(jì)軟件輸出結(jié)果如表3所示。

表3 協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果(跡檢驗(yàn)結(jié)果)

根據(jù)最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下變量energy、ofdi之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。其協(xié)整方程分別為：

這是長(zhǎng)期均衡方程，ecm為誤差修正項(xiàng)。對(duì)于方程（1）,可以看出，能源消費(fèi)與我國(guó)對(duì)外直接投資之間正相關(guān)。

2.2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

如表4所示，由Eviews6.0軟件輸出結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，energy是ofdi的格蘭杰原因，ofdi不是energy的格蘭杰原因。也就是說能源消費(fèi)增加刺激中國(guó)對(duì)外直接投資增加，這與前述理論分析相符。

結(jié)合以上協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，更具體而言，從長(zhǎng)期來看，中國(guó)能源消費(fèi)每增加一單位（代表100萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤），中國(guó)對(duì)外直接投資會(huì)增加33.1967單位（一單位代表1978年不變價(jià)1億人民幣）。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.4 向量誤差修正模型估計(jì)

由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明energy與ofdi之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系只反映變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,為彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足,可通過短期動(dòng)態(tài)模型反映短期偏離長(zhǎng)期均衡的修正機(jī)制。接下來我們利用上述正規(guī)化的協(xié)整方程來估計(jì)向量誤差修正模型。VEC模型是對(duì)各變量施加了協(xié)整關(guān)系約束條件的向量自回歸模型。根據(jù)前面分析，VAR最優(yōu)滯后期為3，由于VEC模型中的滯后間隔說明的是一階差分后的滯后，所以我們估計(jì)的VEC模型的最優(yōu)滯后期為2，利用Eiews6.0得模型估計(jì)結(jié)果為兩個(gè)方程：

從模型的整體的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來看，R2=0.8149，接近1，說明整體擬合較好，AIC值為30.797，SC值為31.551，都比較小，說明模型的整體效果比較好。而從誤差修正項(xiàng)VECM的系數(shù)來看，只有方程（3）的誤差修正系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。該方程說明，當(dāng)能源消費(fèi)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡，將以(-0.146)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。從圖3中可以更加詳細(xì)的看出，零值線代表了變量之間的長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定關(guān)系，在1978年、2002年和2008年左右，誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值比較大，表明該時(shí)期短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系比較大。其中，1978年偏離長(zhǎng)期均衡后大約經(jīng)過了12年左右時(shí)間的調(diào)整，即1990年又重新回到了長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定狀態(tài)；2002年偏離長(zhǎng)期均衡最大后經(jīng)過3年左右時(shí)間重新回到均衡狀態(tài)，2008又偏離長(zhǎng)期均衡最大距離，此后2009開始向均衡狀態(tài)靠近。

圖3 VEC模型的協(xié)整關(guān)系圖

3 基本結(jié)論及啟示

3.1 基本結(jié)論

（1）中國(guó)能源消費(fèi)序列energy和對(duì)外直接投資序列ofdi都是非平穩(wěn)的二階單整序列，由二者所構(gòu)成的系統(tǒng)存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系顯示，從長(zhǎng)期來看，中國(guó)能源消費(fèi)與對(duì)外直接投資之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。

（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，中國(guó)能源消費(fèi)是對(duì)外直接投資的格蘭杰原因，而對(duì)外直接投資不是能源消費(fèi)的格蘭杰原因。即中國(guó)能源消費(fèi)增加能引起對(duì)外直接投資增加，中國(guó)能源消費(fèi)每增加一單位（代表100萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤），會(huì)引致中國(guó)對(duì)外直接投資增加33.1967單位（一單位代表1978不變價(jià)1億人民幣）。

（3）向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)能源消費(fèi)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡，將以(-0.146)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

3.2 啟示

（1）從能源消費(fèi)與中國(guó)對(duì)外直接投資的關(guān)系來看，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，能源消費(fèi)也會(huì)持續(xù)增長(zhǎng)，這會(huì)刺激中國(guó)對(duì)外直接投資尤其是資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資進(jìn)一步增加。

（2）為配合企業(yè)在全球范圍內(nèi)進(jìn)一步增加資源導(dǎo)向型的直接投資，中國(guó)政府應(yīng)該加強(qiáng)能源外交，為中國(guó)境外資源開發(fā)創(chuàng)造有利的國(guó)際環(huán)境，同時(shí)在政策上鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行資源導(dǎo)向型對(duì)外直接投資。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，能源安全對(duì)于國(guó)民經(jīng)濟(jì)和國(guó)家安全的戰(zhàn)略意義會(huì)不斷提升，它使能源的生產(chǎn)國(guó)、消費(fèi)國(guó)、過境國(guó)之間和彼此之間產(chǎn)生復(fù)雜的利益關(guān)系。為維護(hù)自己國(guó)家的能源安全，各國(guó)在能源領(lǐng)域廣泛開展外交活動(dòng)。通過能源外交，各國(guó)大型能源企業(yè)在本國(guó)政府的支持下在國(guó)際能源市場(chǎng)上積極展開各式競(jìng)爭(zhēng)與合作。中國(guó)也應(yīng)加強(qiáng)能源外交，積極參與多種形式國(guó)際能源合作組織，進(jìn)一步加強(qiáng)與世界石油生產(chǎn)國(guó)和消費(fèi)國(guó)政府和跨國(guó)石油公司間的合作與交流，建立穩(wěn)定的協(xié)作關(guān)系。政府通過政治、外交等途徑，可以改善中國(guó)與石油出口國(guó)特別是俄羅斯、中亞、中東等國(guó)的關(guān)系，協(xié)調(diào)與日本、美國(guó)等主要石油消費(fèi)國(guó)的矛盾，為中國(guó)石油企業(yè)實(shí)行跨國(guó)經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略創(chuàng)造有利的國(guó)際環(huán)境。同時(shí)政府在政策上應(yīng)該為企業(yè)提供相應(yīng)支持，完善相應(yīng)法律法規(guī)，健全信息服務(wù)體系，加大金融、稅收和外匯等政策的支持力度，推動(dòng)企業(yè)“走出去”。

[1]黃靜波,張安民.中國(guó)ODI主要?jiǎng)右蝾愋偷膶?shí)證研究[J].國(guó)際經(jīng)貿(mào)探索,2009,(7).

[2]李珮璘.新興經(jīng)濟(jì)體對(duì)外直接投資[D].上海社會(huì)科學(xué)院博士論文，2010.

[3]羅浩.自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：資源瓶頸及其解決途徑[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007,(6).

[4]邱立成，王鳳麗.我國(guó)對(duì)外直接投資主要宏觀影響因素的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問題,2008,(6).

[5]Athreye，S. ，KaPur，S.Introduction:The Internationalization of Chi?nese and Indian Firms Trends，Motivations and Strategy[J].Industrial and Corporate Change，2009，18(2).

[6]Cantwell，John,Tolentino，P.E.E.The Technological Competence The?ory of International Production and its Implications[C].Discussion Pa?pers in International Investment and Business No.149，1990.

[7]Ding，Q.，Akoorie，M.E.M.,Pavlovich，K.Going International:the Ex?perience of Chinese Companies[J].International Business Research，2009，2(2).

[8]Dunning,J.H.Multinational Enterprises and the Global Economy[M].Harlow:Addison-Wesley,1993.

[9]Kojima，K.Direct Foreign Investment:a Japanese Model of Multina?tional Business Operations:Taylor&Francis[Z].1978.