□文/王　燕（廣東外語外貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院　廣東·廣州）

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我國對外直接投資主要影響因素分析

□文/王燕
（廣東外語外貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院廣東·廣州）

［提要］本文選取1996～2014年30國對外直接投資面板數(shù)據(jù)，采用數(shù)量分析法，對影響各國對外直接投資的國內(nèi)主要因素進(jìn)行甄選。研究發(fā)現(xiàn)：母國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對其海外投資具有顯著促進(jìn)作用；以出口占GDP比重度量的貿(mào)易開放度對投資的影響較小；以鐵礦石為代表的自然資源進(jìn)口比重以及研發(fā)支出占GDP比重大小與對外直接投資呈正相關(guān)?；趯嵶C結(jié)果，本文提出促進(jìn)各國對外直接投資相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；影響因素；母國

收錄日期：2016年4月11日

一、文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們關(guān)于對外直接投資的動因進(jìn)行了大量研究。Andreff （2002）在對轉(zhuǎn)型國家跨國公司的研究中，將母國GDP、人口、技術(shù)發(fā)展水平、GDP增長率等作為解釋變量對轉(zhuǎn)型國家對外直接投資進(jìn)行分析，研究表明，母國GDP及國內(nèi)市場規(guī)模是對外直接投資的主要決定因素，技術(shù)水平影響較小。認(rèn)為一國的出口與對外直接投資之間存在聯(lián)系（Dunning，J.，Kim，C.&Lin，J.，2001）。Khanindra Ch.Das（2013）基于聯(lián)立方程模型和面板數(shù)據(jù)，對1996～2010年發(fā)展中國家對外直接投資的影響因素進(jìn)行研究并發(fā)現(xiàn)，母國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、全球化程度、研發(fā)支出對本國的對外直接投資影響非常顯著。Rosfadzimi Mat Saad（2014）和Xiaoxi Zhang、Kevin Daly（2011）都認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放度共同影響著母國的對外直接投資。此外，Rosfadzimi Mat Saad（2014）使用1981～2011年馬來西亞對外直接投資的時間序列數(shù)據(jù)，運用OLS估計方法得出：專利水平對投資國的對外直接投資具有顯著的負(fù)作用，即專利個數(shù)越多，對外直接投資則越少。Xiaoxi Zhang、Kevin Daly（2011）基于2003～2009年中國對外直接投資的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，認(rèn)為中國對鐵礦石和金屬資源進(jìn)口占商品總進(jìn)口的比重越大，對外直接投資的需求越大。

學(xué)者們關(guān)于對外投資動因的研究更多的是從東道國的角度著手，本文從全球視角出發(fā)，選取30個有代表性的國家，包括發(fā)達(dá)國家、發(fā)展中國家，基于母國視角分析對外直接投資的影響因素。

二、對外直接投資影響因素及假設(shè)的提出

（一）人均GDP與對外直接投資。Dunning（1981）運用國際生產(chǎn)折衷理論對發(fā)展中國家的對外投資做出了解釋，并根據(jù)人均GDP將對外投資的能力劃分為四個階段。于是，我們假設(shè)：

H1：對外直接投資與人均GDP有正相關(guān)關(guān)系

這一假設(shè)與Andreff（2002）、Rosfadzimi Mat Saad（2014）等的研究相同。

（二）貿(mào)易開放度與對外直接投資。一國的出口與對外直接投資之間存在聯(lián)系（Dunning，J.，Kim，C.，Lin，J.，2001）。因此，我們假設(shè)：

H2：對外直接投資與貿(mào)易開放度正相關(guān)，而出口是一國開放度的重要指標(biāo)，因而對外直接投資與出口有正相關(guān)關(guān)系

（三）技術(shù)與對外直接投資。Khanindra Ch.Das（2013）認(rèn)為研發(fā)支出對本國的對外投資影響非常顯著，即研發(fā)支出越多，對外投資越多；專利水平對本國對外直接投資具有顯著的負(fù)影響，即專利個數(shù)越多，對外直接投資則越少（Rosfadzimi Mat Saad，2014）。在此，本文選取研發(fā)支出作為技術(shù)的測度。于是，我們假設(shè)：

H3：對外直接投資與科研經(jīng)費投入之間正相關(guān)

（四）自然資源與對外直接投資。中國鐵礦石和金屬資源進(jìn)口占商品進(jìn)口的比重越大，對外直接投資的需求越大（Xiaoxi Zhang、Kevin Daly，2011）。近年來，很多企業(yè)為保證資源的供應(yīng)而進(jìn)行海外并購和海外投資。其中，鐵礦石和金屬資源進(jìn)口占商品總進(jìn)口的比重是自然資源稟賦另一層面的反映。因而，我們假設(shè)：

H4：對外直接投資與鐵礦石和金屬資源進(jìn)口占商品總進(jìn)口的比重成正相關(guān)

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)描述。本文選取30個國家或地區(qū)（美國、日本、英國、法國、德國、加拿大、瑞典、韓國、意大利、墨西哥、挪威、愛爾蘭、比利時、丹麥、芬蘭、荷蘭、葡萄牙、波蘭、西班牙、土耳其、中國、中國香港、俄羅斯、新加坡、南非、巴西、印度、哥倫比亞、阿根廷、烏克蘭）對外投資決定因素進(jìn)行研究，基于面板數(shù)據(jù)的可獲得性，時間跨度為1996～2014年，所選用的變量有：對外直接投資（OFDI）、人均GDP（GDPPC）、貿(mào)易開放度（TOPEN）、研發(fā)支出占GDP的比重（RDGDP）、資源（NGRES）。其中，OFDI的數(shù)據(jù)來自《World Investment Report》各期，GDPPC、TOPEN、RDGDP、NGRES的數(shù)據(jù)從《World Development Indicators 2015》獲得。

（二）理論模型。為驗證上文提出的4個假設(shè)，本文建立了回歸模型。希望通過回歸分析，識別對外直接投資的決定因素，同時比較OECD國家和非OECD國家對外直接投資影響因素的異同，為中國對外直接投資尋求政策建議?；貧w模型如下：

其中：i代表國家，t代表年份；OFDI表示對外直接投資額；GDPPC表示人均GDP；TOPEN代表貿(mào)易開放度，即出口額占GDP的比重；RDGDP表示研發(fā)經(jīng)費支出占GDP的比重；NGRES表示資源，即鐵礦石和金屬進(jìn)口占商品總進(jìn)口的比重。

（三）研究方法

1、平穩(wěn)性檢驗。本文使用LLC和PP-FISHER方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，測試方程包括截距項和交叉項，只有當(dāng)兩種檢驗均拒絕存在單位根的原假設(shè)時才證明序列是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)。結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，OFDI序列平穩(wěn)，GDPPC、TOPEN、RDGDP、NGRES一階差分序列平穩(wěn)。

2、協(xié)整檢驗。雖然OFDI與解釋變量不是同階單整序列，但是被解釋變量OFDI的單整階數(shù)0要小于所有解釋變量的單整階數(shù)1，因此可以做協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果表明，絕大多數(shù)的統(tǒng)計量在5%的顯著水平上都拒絕接受“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，綜合考慮，該變量之間存在協(xié)整關(guān)系。因此，可以進(jìn)行回歸分析。

在單位根檢驗和協(xié)整檢驗通過后，用EVIEWS進(jìn)行最小二乘法估計，估計模型為面板固定效應(yīng)模型。

Model 1：對所有國家進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如下：

其中，括號內(nèi)的數(shù)字是t值。給定顯著水平α=0.05，回歸系數(shù)除了TOPEN，其他的都具有顯著性，其中，人均GDP和NGRES顯著性強(qiáng)，RDGDP也比較顯著。查F分布表：

F0.05（4，25）=2.76，F(xiàn)=37.51>2.76，故回歸方程顯著。實證檢驗的結(jié)果表明，1996～2014年人均GDP每變動1%，OFDI增長率就同向變動0.44%左右；出口占商品總出口的比重（TOPEN）每變動1%，OFDI增長率就同向變動0.09%左右，研發(fā)支出比率每變動1%，OFDI增長率就同向變動5.11%左右，而以鐵礦石和金屬為代表的資源進(jìn)口率每變動1%，OFDI增長率同比變動2.62%左右。

Model 2：對所屬OECD國家進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如下：

實證檢驗的結(jié)果表明，1996～2014年20個OECD國家，人均GDP每變動1%，OFDI增長率就同向變動0.42%左右，不如對所有國家進(jìn)行回歸的影響大；出口占商品總出口比重（TOPEN）每變動1%，OFDI增長率就同向變動0.14%左右，明顯大于Model1的增長率，說明OECD國家對市場的需求比較大；研發(fā)支出比率每變動1%，OFDI增長率就同向變動5.79%左右，而以鐵礦石和金屬為代表的資源進(jìn)口率每變動1%，OFDI增長率同比變動1.90%左右，說明OECD國家相對來說偏向市場尋求型海外投資。

Model 3：對所屬非OECD國家進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如下：

顯然，該回歸方程的擬合程度沒有Model 1和Model 2好，但是通過檢驗很明顯，非OECD國家對資源需求更大，而且母國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與對外直接投資關(guān)系顯著，這與（Andreff，2002；Rosfadzimi Mat Saad，2014；Xiaoxi Zhang & Kevin Daly，2011）結(jié)果一致。反而研發(fā)支出對OFDI的影響比較微弱，這與Khanindra Ch.Das（2013）的結(jié)論不太一致。

綜合以上三個模型得出：假設(shè)1、4成立，假設(shè)2在10%的顯著水平下成立，而假設(shè)3則不成立。說明，人均GDP、自然資源對對外直接投資的影響非常顯著，非OECD國家對資源的需求更大，貿(mào)易開放度對OECD國家影響更為明顯，而研發(fā)支出影響很小。

（四）結(jié)論及政策建議。本文借鑒已有的從宏觀經(jīng)濟(jì)層面來研究對外直接投資決定因素的相關(guān)文獻(xiàn)，從母國的角度分析30個國家對外投資的影響因素，得出以下結(jié)論：

1、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平直接影響對外直接投資，同時適用于發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家，這也與許多學(xué)者的結(jié)論相同。說明一個國家的經(jīng)濟(jì)實力在一定程度上決定其對外直接投資的能力水平。要繼續(xù)加大發(fā)展生產(chǎn)，增強(qiáng)國家的綜合國力，提高國際地位。

2、OECD國家對外直接投資與出口是互補(bǔ)型。雖然回歸結(jié)果說明出口對非OECD國家的影響不顯著，但就中國而言，出口仍然是拉動經(jīng)濟(jì)的一架馬車，出口為對外投資開拓市場，對外投資也會促進(jìn)國內(nèi)相關(guān)企業(yè)的出口。鼓勵國內(nèi)一些出口有競爭力的企業(yè)進(jìn)行對外直接投資，不僅可以轉(zhuǎn)移國內(nèi)過剩生產(chǎn)力，而且更有利于開拓國際市場。

3、研發(fā)支出對OECD國家的影響較顯著，且尚不構(gòu)成非OECD對外直接投資的決定因素。換句話說，目前從宏觀層面看，包括中國在內(nèi)的非OECD國家對外直接投資還不是技術(shù)主導(dǎo)型的。一方面非OECD國家企業(yè)應(yīng)利用外資的技術(shù)溢出獲取技術(shù)優(yōu)勢；另一方面政府應(yīng)加大研發(fā)投入，給予設(shè)有研發(fā)部門的企業(yè)專項福利，從而鼓勵更多的企業(yè)重視研發(fā)這一環(huán)節(jié)。

4、不論是OECD國家，還是非OECD國家對資源的需求都非常大，對外直接投資更多的是尋求海外更為豐富的資源，來補(bǔ)給國內(nèi)資源的不足或是建立資源儲備。資源的戰(zhàn)略地位越來越重要，以資源獲取為目的的對外直接投資繼續(xù)擴(kuò)大，投資國需要慎重處理與當(dāng)?shù)氐年P(guān)系，尤其是非OECD國家，不能掠奪式的開采資源，不利于投資國的長遠(yuǎn)發(fā)展。與此同時，要加快耗能、費材料等產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈的良性循環(huán)。

主要參考文獻(xiàn)：

［1］Andreff，W..The New Multinational Corporations from Transition Countries［J］.Economic Systems，2002.26.

［2］Dunning J..Explaining the International Direct Investment Position of Countries：Towards A Dynamic or Developmental Approaacah［M］.Welt Wirtschaftliches Arch iv，1981.

［3］Khanindra Ch.Das.Home Country Determinants of Outward FDI from Developing Countries［J］.The Journal of Applied Eco nomic Research，2013.7.1.

中圖分類號：F83

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A