鐘尋

（重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院，重慶 401331）

東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模與中國對外直接投資

鐘尋

（重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院，重慶 401331）

為考察東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模對中國對外直接投資的影響，文章采用2003—2014年間中國對76個發(fā)展中國家或地區(qū)的跨國直接投資面板數(shù)據(jù)進行實證分析。研究表明：東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模均對中國OFDI具有顯著的正影響，外債規(guī)模會弱化經(jīng)濟增長對中國OFDI的正向作用。在運用動態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法控制內(nèi)生性問題后，所得結(jié)果支持“促進論”的觀點，即發(fā)展中國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長和外債規(guī)模吸引著中國OFDI，但不可忽略東道國外債規(guī)模、資源稟賦和技術(shù)水平都會弱化經(jīng)濟增長對中國OFDI促進效應這一事實。

經(jīng)濟增長；外債規(guī)模；對外直接投資

一、問題提出與文獻綜述

在20世紀60年代中期和70年代初期，大多數(shù)發(fā)展中國家開啟了通過舉借外債和吸引對外直接投資（outwardforeigndirectinvestment，以下簡稱OFDI）來發(fā)展本國經(jīng)濟的道路。舉借外債和吸引對外直接投資反映出一個國家利用國際資本來促進經(jīng)濟增長，這隱含著國家經(jīng)濟增長、外債規(guī)模會反向影響對外直接投資。對于這個問題的研究展現(xiàn)出極為重要的學術(shù)價值，大量學者研究OFDI的決定因素，其中東道國經(jīng)濟增長因素是一個具有爭議的問題，“促進論”和“抑制論”針鋒相對地闡釋了東道國經(jīng)濟增長對對外直接投資的影響?！按龠M論”主張東道國經(jīng)濟增長通常反映著市場規(guī)模的增加，市場規(guī)模的擴大恰恰使得企業(yè)容易獲得規(guī)模經(jīng)濟，有利于企業(yè)及時把握市場的主動權(quán)，促使東道國吸引OFDI（Dunning，1981，1986，1996；Buckley和Castro，1998；程惠芳和阮翔，2004）［1-5］?！耙种普摗闭J為，經(jīng)濟增長較快的東道國反而抑制跨國直接投資的流入（Markusen和Maskus，1999；項本武，2009）［6-7］。

在全球經(jīng)濟增長和國際資本流動擴大的同時，隨著外債規(guī)模的不斷增加，外債反過來作用于東道國經(jīng)濟增長，影響著跨國投資者的選擇。大量學者仍然針對“促進論”和“抑制論”這一爭議性問題，進行東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模與跨國直接投資關系的實證研究，所得結(jié)論不盡相同。東道國經(jīng)濟增長會帶來良好的投資環(huán)境，但外債規(guī)模會引發(fā)投資環(huán)境的“模糊”，影響跨國直接投資者的利益（Naeem，2005）［8］。Banga（2003）以東南亞國家為例，發(fā)現(xiàn)跨國直接投資更傾向流入經(jīng)濟增長快、外債規(guī)模程度較低的國家［9］。Gwenhamo（2009）采用1964—2005年間津巴布韋跨國直接投資數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)東道國GDP每增長1%，F(xiàn)DI將會增加1.01%；外債水平每增加1%，F(xiàn)DI將會下降0.26%［10］。Azam和Lukman（2010）基于20世紀70年代到21世紀初期巴基斯坦、印度、印度尼西亞三個地區(qū)的投資數(shù)據(jù)，得出經(jīng)濟增長促進OFDI的吸收，而外債抑制OFDI的吸收［11］。Majeed（2010）采用1970—2004年75個發(fā)展中國家吸收跨國直接投資數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長會吸引跨國直接投資，相反東道國外債會阻礙跨國直接投資［12］。Ostadi（2014）利用1995—2011年發(fā)展中八國集團跨國直接投資數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明東道國外債規(guī)模顯著地抑制跨國直接投資，GDP對吸引跨國直接投資具有積極影響，因為GDP增加意味著生產(chǎn)加快和潛在消費的增加，最終促進跨國直接投資［13］。但是，東道國經(jīng)濟增長并不總是促進跨國直接投資的流入。Udo（2006）基于1980—2002年對WAMZ國家跨國投資的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)OFDI的流動和經(jīng)濟增長之間沒有雙向因果關系，但外債規(guī)模抑制著OFDI的流入［14］。

在“走出去”戰(zhàn)略的指導下，中國在發(fā)展中國家投資表現(xiàn)活躍，根據(jù)商務部的統(tǒng)計資料，2014年中國對發(fā)展中國家或地區(qū)的投資為976.8億美元，占當年流量的79.3%①數(shù)據(jù)來自《2014年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。。但是我國對外直接投資起步較晚，我國對外部環(huán)境風險識別經(jīng)驗尚淺，特別是在發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的同時大量舉借外債，將會導致我國對外投資企業(yè)對外部風險“盲目”。東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模對我國OFDI具有何種影響？對于此問題的研究較少。王海軍和鄭少華（2011）在考察中國對外投資量前50個國家時，發(fā)現(xiàn)東道國外債規(guī)模負擔越重，中國OFDI的流入規(guī)模越小，東道國經(jīng)濟增長對OFDI存在正面的吸引力［15］，楊嬌輝等（2015）得到相同結(jié)論［16］。

鑒于此，本文在以下幾個方面有所改進：第一，以往文獻在探討東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模對中國對外直接投資影響時，只是將他們納入同一個分析框架內(nèi)，而本文除了系統(tǒng)的甄別“促進論”和“抑制論”的爭論，還嘗試從外債規(guī)模對經(jīng)濟增長的調(diào)節(jié)作用來考察對中國OFDI的影響；第二，以往文獻主要基于發(fā)達國家作為債務國進行研究，而本文以發(fā)展中國家作為債務國和東道國，以世界上對外直接最多的發(fā)展中國家——中國作為母國，考察對外直接投資與外債規(guī)模的關系；第三，本文不僅僅考察外債規(guī)模對經(jīng)濟增長的調(diào)節(jié)作用，還考察東道國自然資源稟賦和技術(shù)水平對經(jīng)濟增長的調(diào)節(jié)作用，采用交互項的方法，以便捕捉它們之間關系變化的特征。因此，本文擬采用2003—2014年間中國OFDI的跨國面板數(shù)據(jù)，控制了資源稟賦、技術(shù)水平、貿(mào)易開放程度、雙邊匯率等控制變量，深入綜合考察東道國經(jīng)濟增長和外債規(guī)模對中國OFDI的影響，以便更好地為實施中國“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略提供參考依據(jù)。

二、模型、變量及數(shù)據(jù)

（一）計量模型的設定

為考察東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模與中國OFDI的關系，本文首先將經(jīng)濟增長引入模型中，基本模型設定如下：

其中，lnofdit為被解釋變量，表示中國在東道國i第t年的OFDI；lngdpit為東道國i第t年的經(jīng)濟增長；Xit為控制變量集合，包括資源稟賦（res）、技術(shù)水平（tech）、貿(mào)易開放程度（trade）、基礎設施（infra）、雙邊匯率（exrate）以及制度質(zhì)量（insti）；μit為殘差項，α0代表常數(shù)項。

世界經(jīng)濟發(fā)展格局中各國經(jīng)濟增長存在差異，中國OFDI的投資動機在東道國之間表現(xiàn)各異，經(jīng)濟增長制約投資動機的選擇（資源導向、技術(shù)導向、市場導向、多元化導向、戰(zhàn)略資產(chǎn)導向（Deng，2004）［17］）。因此，本文將資源稟賦和技術(shù)水平與經(jīng)濟增長的交互項納入基準模型（1）中，構(gòu)建擴展模型如下：

其中，resit*lngdpit、techit*lngdpit分別為資源稟賦與經(jīng)濟增長以及技術(shù)水平與經(jīng)濟增長的交互項。

為了進一步甄別“促進論”和“抑制論”的觀點，以及研究東道國外債規(guī)模（fb）對OFDI的直接和間接作用，在模型（1）中加入外債規(guī)模（fb）和東道國外債規(guī)模（fb）與經(jīng)濟增長的交互項后，模型如下：

其中，fbit為東道國i第t年時的外債規(guī)模，fbit*lngdpit為外債規(guī)模與經(jīng)濟增長的交互項。

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

按照中國對外直接投資的國家或地區(qū)，考慮到發(fā)達國家缺乏外債規(guī)模（fb）等相關數(shù)據(jù)，本文選擇76個發(fā)展中國家或地區(qū)作為樣本①限于篇幅，文章未詳細列出76個發(fā)展中國家或地區(qū)的名單。。

被解釋變量：本文將中國對外直接投資（lnofdi）作為被解釋變量，采用中國對發(fā)展中國家或地區(qū)的直接投資存量，原始數(shù)據(jù)來源于2003—2014年《中國對外直接投資公報》。

解釋變量：東道國經(jīng)濟增長（lngdp），采用東道國或地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值，基于2005年不變價美元；外債規(guī)模（fb），是一國中央政府所欠的國外債務（隆武華，2001）［18］，以東道國或地區(qū)外債存量與同期GNI的比例；資源稟賦（res），以東道國或地區(qū)燃料、礦石和金屬等自然資源出口占總商品出口的比例衡量；技術(shù)水平（tech），采用東道國或地區(qū)高科技出口占制成品出口的比例；貿(mào)易開放程度（trade），以東道國商品貿(mào)易與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值衡量；基礎設施（infra），為一個國家的移動蜂窩式無線通訊系統(tǒng)的電話租用（每百人）；以上數(shù)據(jù)來源世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫。雙邊匯率（exrate）根據(jù)各東道國貨幣對美元匯率及美元對人民幣匯率轉(zhuǎn)換獲得中國對各東道國的雙邊匯率，原始數(shù)據(jù)來源IMF。制度質(zhì)量（insti），采用世界銀行全球治理指數(shù)六個維度的平均值②世界銀行全球政府治理指標分為六個維度，分別是：言論和問責、政治穩(wěn)定、政府效率、規(guī)制質(zhì)量、法制規(guī)制、腐敗控制。。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

表1顯示相關變量的描述性統(tǒng)計。在具體估計模型時，為了避免內(nèi)生性問題，實證分析模型中的解釋變量東道國經(jīng)濟增長（lngdp）、外債規(guī)模（fb）、資源稟賦（res）、技術(shù)水平（tech）、貿(mào)易開放程度（trade）、基礎設施（infra）、雙邊匯率（exrate）、制度質(zhì)量（insti）均滯后一期。同時，為了避免異方差性，對ofdi，gdp，exrate均作對數(shù)處理。

三、靜態(tài)面板模型的估計與分析

基于2003—2014年中國對76個發(fā)展中國家或地區(qū)對外直接投資的面板數(shù)據(jù)，運用靜態(tài)面板模型的估計方法對模型（1）-（3）進行估計，結(jié)果見表2，其中對（1）-（3）模型分別進行混合OLS估計、固定效應（FE）回歸和隨機效應（RE）回歸。由于對樣本個體影響處理形式存在差異，則對相關模型的估計進行檢驗，F(xiàn)檢驗強烈拒接“不存在個體固定效應”的原假設，則FE模型優(yōu)于混合OLS模型；BP-LM檢驗結(jié)果在1%的顯著性水平上拒絕“不存在個體隨機效應”的原假設，則RE模型優(yōu)于OLS模型；最后，對固定效應（FE）和隨機效應（RE）進行Hausman檢驗，檢驗結(jié)果均接受原假設，隨機效應（RE）優(yōu)于固定效應（FE）。從以上分析中，可以看出隨機效應（RE）對模型（1）-（3）回歸具有穩(wěn)健性估計結(jié)果。

從表2中模型（1）的隨機效應回歸結(jié)果顯示東道國經(jīng)濟增長（lngdp）的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，這說明東道國經(jīng)濟增長對OFDI產(chǎn)生了顯著的正向影響，支持“促進論”的觀點。Jun和Singh（1996）同樣把lngdp作為解釋變量研究東道國吸引跨國直接投資的因素，發(fā)現(xiàn)東道國經(jīng)濟增長抑制著OFDI的流入［19］，本文的研究結(jié)論與他們的研究結(jié)果恰恰相反，但是與Schneider和Frey（1985）［20］、Ali和Guo（2005）［21］、Duo和Fang（2008）［22］的研究結(jié)論一致。中國OFDI的投資數(shù)據(jù)已經(jīng)揭露中國OFDI大部分集中在經(jīng)濟增長潛力較大的發(fā)展中國家或地區(qū)的事實，截止2014年末，中國對發(fā)展中經(jīng)濟體的投資存量為7281.68億美元，占投資總體的82.5%①數(shù)據(jù)來自《2014年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。。全球經(jīng)濟一體化發(fā)展為發(fā)展中國家或地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級提供了廣闊的空間，與發(fā)達國家相比，中國與發(fā)展中國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平接近，有利于降低中國企業(yè)進入異國市場的壁壘。

模型（2）中加入資源稟賦和技術(shù)水平分別與東道國經(jīng)濟增長的交互項，隨機效應回歸結(jié)果顯示，資源稟賦與經(jīng)濟增長的交互項系數(shù)為負并不顯著，表明資源稟賦會弱化經(jīng)濟增長，這一結(jié)論表明存在“資源詛咒”（Auty，2002）［23］現(xiàn)象。發(fā)展中國家或地區(qū)雖然自然資源豐富，但是政府制度腐敗和人力資本積累不足導致了資源型產(chǎn)業(yè)擴張難以支撐高速的經(jīng)濟增長。技術(shù)水平與經(jīng)濟增長的交互項系數(shù)為正在5%的水平上顯著，這表明資源稟賦和技術(shù)水平會弱化經(jīng)濟增長對OFDI的正向作用。發(fā)展中國家或地區(qū)的技術(shù)水平較低，技術(shù)研發(fā)總體起步較晚，隱形技術(shù)知識的欠缺，造就發(fā)展中國家技術(shù)水平弱化經(jīng)濟增長。中國企業(yè)進行跨國投資應充分考慮東道國經(jīng)濟實力與資源、技術(shù)水平的關系，避免因“資源詛咒”和技術(shù)欠缺帶來的潛在投資風險。

模型（3）中隨機效應的回歸結(jié)果顯示外債規(guī)模在10%的顯著性水平上為正，表明發(fā)展中國家或地區(qū)的外債規(guī)?？梢源龠M中國到東道國進行對外直接投資，支持“促進論”的觀點，這個結(jié)論印證了Krugman（1989）［24］和Borenszten（1990）［25］的研究結(jié)果，但與Iyoha（1999）［26］和Ramirez（2005）［27］的研究結(jié)果相反。經(jīng)濟一體化進程中，國際資本流動日益擴張，發(fā)展中國家或地區(qū)把對外舉債作為籌集資金的重要途徑，截止2014年底，發(fā)展中國家的外債規(guī)?？傤~高達12.24萬億美元②第一財經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，http：//www.yicai.com/news/4052471.html。，如此巨大的外債規(guī)模無疑可促進東道國發(fā)展經(jīng)濟和有效調(diào)控宏觀經(jīng)濟，在一定范圍內(nèi)可以促使投資。但外債規(guī)模與經(jīng)濟增長交互項的系數(shù)為負且并不顯著，這說明外債規(guī)模有弱化經(jīng)濟增長對OFDI的促進作用。進一步說，在外債規(guī)模較高的東道國，外債償債能力的不確定性影響著經(jīng)濟增長，這必將影響企業(yè)跨國直接投資的選擇。此時，東道國應該為投資者營造一個外債規(guī)模和經(jīng)濟增長保持相對均衡的“硬環(huán)境”，這不僅能夠完善東道國外債管理，還能夠減少投資者進入東道國市場面臨的各種壁壘，有利于中國OFDI的流入。

表2 靜態(tài)面板模型的估計結(jié)果

對于模型中的控制變量，隨機效應回歸結(jié)果顯示，資源稟賦均在模型中通過1%的顯著性檢驗且系數(shù)都為正，這表明中國OFDI具有較強尋求自然資源的動機；技術(shù)水平的系數(shù)為負值且只在模型（1）和（2）中顯著，原因是：本文采用2003—2014年的中國對發(fā)展中國家或地區(qū)的投資數(shù)據(jù)，中國“走出去”戰(zhàn)略中目標為自然資源較為豐富，但發(fā)展中國家或地區(qū)技術(shù)水平較為落后；貿(mào)易開放程度的所有系數(shù)為正，在模型（1）和（3）中通過10%的顯著性水平，反映中國OFDI對貿(mào)易開放程度敏感性呈現(xiàn)顯著的上升趨勢；基礎設施均在模型中通過1%的顯著性檢驗且系數(shù)都為負，主要原因是發(fā)展中國家或地區(qū)的基礎設施相對落后；雙邊匯率和制度質(zhì)量在任何模型中均不顯著，表明雙邊匯率和制度質(zhì)量不是影響中國OFDI的主要因素。

四、動態(tài)面板模型的估計和分析

靜態(tài)面板模型中利用隨機效應回歸進行估計，得到較為穩(wěn)健性的回歸估計結(jié)果，但是較多研究發(fā)現(xiàn)OFDI存在動態(tài)性和連續(xù)性，并且模型中經(jīng)濟增長與外債規(guī)模作用于OFDI的同時又受到OFDI的影響，即存在內(nèi)生性問題。本文在靜態(tài)面板模型的基礎上引入高階滯后動態(tài)項（對外直接投資滯后值ofdit-1）構(gòu)建動態(tài)模型，動態(tài)面板TwostepSystem-GMM能夠克服內(nèi)生性，得到更為穩(wěn)健的估計結(jié)果。因此，本文在（1）、（2）、（3）式的基礎上引入滯后項，構(gòu)建動態(tài)面板模型如下：

其中，lnofdit-1為lnofdiit的高階滯后項，將其納入模型能夠反映中國對發(fā)展中國家或地區(qū)對外直接投資的連續(xù)性；其他符號含義與（1）-（3）式相同。東道國資源稟賦、技術(shù)水平、貿(mào)易開放程度、基礎設施、雙邊匯率和制度質(zhì)量并非嚴格外生變量，將其作為內(nèi)生變量加以控制。為了解決內(nèi)生性問題，運用TwostepSystem-GMM的方法對模型（4）-（6）進行估計。具體估計時使用ofdi存量數(shù)據(jù)，將差分后的滯后因變量和內(nèi)生自變量作為水平方程中對應變量的工具變量，將水平的滯后因變量和內(nèi)生自變量作為差分方程中對應變量的工具變量，年度虛擬變量作為外生變量。回歸估計結(jié)果見表3。

在使用TwostepSystem-GMM方法之前，需要進行相關的診斷檢驗，加以判斷Twostep System-GMM方法能否在模型中適用。在表3中可以看出，AR（1）和AR（2）的原假設是“擾動項不存在自相關”，系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果要求差分方程不存在二階自相關，因此，可以接受“擾動項無自相關”的原假設。繼續(xù)進行過渡識別檢驗，模型（4）-（6）Sargan檢驗P值為1.000，Sargan均在5%的顯著性水平上接受“所有工具變量都是有效”的原假設。這表明可以進行TwostepSystem-GMM估計。

表3 動態(tài)面板模型的估計結(jié)果

五、結(jié)論

在世界經(jīng)濟一體化和國際資本流動加劇的背景下，本文基于2003—2014年間中國對76個發(fā)展中國家或地區(qū)的跨國面板數(shù)據(jù)，分別采用靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型，通過甄別“促進論”和“抑制論”的觀點，實證考察東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模對中國OFDI的影響。靜態(tài)面板模型的估計結(jié)果顯示，支持“促進論”的觀點，即東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模對中國OFDI的影響為正，但外債規(guī)模具有弱化經(jīng)濟增長對OFDI的促進作用。在采用動態(tài)面板兩步系統(tǒng)GMM方法，關注和解決內(nèi)生性問題后，這一結(jié)論依然成立，研究表明外債規(guī)模的確存在弱化經(jīng)濟增長對OFDI的促進作用，同時也表明東道國經(jīng)濟增長、外債規(guī)模對我國OFDI的正向作用，支持“促進論”這一觀點。東道國資源稟賦、貿(mào)易開放程度兩個控制變量對OFDI形成正面的吸引力，雙邊匯率和制度質(zhì)量對OFDI的影響不明顯，而技術(shù)水平和基礎設施這兩個控制變量對OFDI具有負向作用，導致這一結(jié)論的原因可能是發(fā)展中國家或地區(qū)資源豐富但基礎設施和技術(shù)水平相對落后。東道國資源稟賦和技術(shù)水平會弱化經(jīng)濟增長對OFDI的正向作用，存在“資源詛咒”和技術(shù)欠缺的現(xiàn)象。

本文的研究結(jié)論表明，中國“走出去”企業(yè)偏好外債規(guī)模較大的東道國，以獲得更多的投資機遇，這與之前對中國跨國投資的研究存在一定出入，但反映中國企業(yè)走有自身特色的投資發(fā)展之路。同時本文研究也有一定的實踐意義。發(fā)展中國家或地區(qū)舉借外債發(fā)展本國經(jīng)濟，但面臨市場利率波動的影響，利率上升無疑會加重發(fā)展中國家或地區(qū)的債務負擔，也可能使其處于債務危機的困境，所以中國企業(yè)在進行對外直接投資時，應了解目標國的經(jīng)濟情況，考察國際投資環(huán)境動向，避免潛在風險。中國企業(yè)在OFDI過程中應密切關注東道國的經(jīng)濟增長和外債規(guī)模，抓住機遇，推動中國對外直接投資的持續(xù)發(fā)展。綜上所述，本文以發(fā)展中國家經(jīng)濟增長為視角，結(jié)合國外投資環(huán)境信息的不對稱性，審視外債規(guī)模對中國OFDI的影響，不僅是對現(xiàn)有文獻的有益豐富，還為中國“走出去”戰(zhàn)略實施提供了參考依據(jù)。然而，本文研究只是研究發(fā)展中國家政府對外舉債對中國OFDI的影響，而發(fā)展中國家政府內(nèi)債以及發(fā)達國家政府內(nèi)外債并不在本文的探討范圍之內(nèi)，這是在以后研究當中值得關注的命題。

［1］DunningJH.Explainingtheinternationaldirect investment position of countries：towards a dynamic or developmental approach［J］.Weltwirtschaftliches Archiv，1981，117（1）：30-64.

［2］Dunning J H.H.，The Investment Development Cycle and Third World Multinationals［J］.Multinationalsof the South，London：Francis Porter，1986.

［3］Dunning J H，Narula R.The Investment Development Path Revisited Some Emerging Issues［J］.Foreign Direct InvestmentandGoverments：CatalystsforEconomic Restructuring，Chapter1，London&NewYork：Routledge，1996.

［4］Buckley P J，Castro F B.The investment development path：the case of Portugal［J］.Transnational Corporations，1998，7：1-16.

［5］程惠芳，阮翔.用引力模型分析中國對外直接投資的區(qū)位選擇［J］.世界經(jīng)濟，2004（11）：23-30.

［6］MarkusenJR，MaskusKE.Discriminatingamong alternative theories of the multinational enterprise［R］. National Bureau of Economic Research，1999.

［7］項本武.東道國特征與中國對外直接投資的實證研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（7）：33-46.

［8］Naeem K I，Azam M.Determinants of Foreign Direct Investment in Pakistan（1970-2000）：An Econometrics Approach［J］.Sarhad Journal of Agriculture，2005，21（4）：761-764.

［9］Banga R.Impact of government policies and investment agreements on FDI inflows［J］.Indian council for research on international economic relations，2003：1-43.

［10］Gwenhamo F.Foreign direct investment in Zimbabwe：The role of institutional factors［J］.University of Cape Town，2009.

［11］AzamM，LukmanL.Determinantsofforeigndirect investmentinIndia，IndonesiaandPakistan：A quantitative approach［J］.Journal of Managerial Sciences，2010，4（1）：31-44.

［12］Majeed M T，Ahmad E.Host Country Characteristics and FDI：Are OIC Countries Different［J］.Journal of Economic Cooperation and Development，2010，31（4）：1-28.

［13］Ostadi H，Ashja S.The relationship between external debt and foreign direct investment in D8 member countries（1995-2011）［J］.Population，2014，1：330.

［14］Udo E A，Obiora I K.Determinants of Foreign Direct Investment and Economic Growth in the West African MonetaryZone：ASystemEquationsApproach［C］// GTAP，paper presented at the 9th Annual Conference on Global Economic Analysis，Addis Ababa，Etiopia.2006.

［15］王海軍，鄭少華.主權(quán)債務風險與對外直接投資——來自中國的經(jīng)驗研究［J］.上海財經(jīng)大學學報，2012（6）：75-81.

［16］楊嬌輝，王偉，王曦.我國對外直接投資區(qū)位分布的風險偏好：悖論還是假象［J］.國際貿(mào)易問題，2015（5）：133-144.

［17］DengP.OutwardinvestmentbyChineseMNCs：Motivations and implications［J］.Business Horizons，2004，47（3）：8-16.

［18］隆武華.外債兩重性［M］.北京：中國財政經(jīng)濟出版社，2001：2-4.

［19］Jun K W，Singh H.The Determinants of Foreign Direct Investment：NewEmpiricalEvidence，UNCTAD［J］. Transnational Corporations，1996，5（2）.

［20］SchneiderF，F(xiàn)reyBS.Economicandpolitical determinants of foreign direct investment［J］.World development，1985，13（2）：161-175.

［21］Ali S，Gou W.Determinants of FDI in China［J］.Journal of Global Business and Technology，2005，1（2）：21-33.

［22］Duo C.L，F(xiàn)ang W.C.Psychic Distance and FDI Location Choice：Empirical Examination of Taiwanese Firms in China［J］.Asia Pacific Management Review，2009，14（1）：85-106.

［23］Auty R.Sustaining development in mineral economies：the resource curse thesis［M］.Routledge，2002.

［24］Krugman P R.Private capital flows to problem debtors［M］//DevelopingCountryDebtandEconomic Performance，Volume1：TheInternationalFinancial System.University of Chicago Press，1989：299-330.

［25］BorenszteinE.Debtoverhang，creditrationingand investment［J］.Journal of Development Economics，1990，32（2）：315-335.

［26］Iyoha M A.External debt and economic growth in sub-Saharan African countries：An econometric study［R］. 1999.

［27］Ramirez M D.Did Institutional Factors Enhance FDI Flows to Chile During the 1985-2001 Period?An Error Correction Analysis［J］.Journal of Emerging Markets，2005，10（1）：18.

EconomicGrowth，F(xiàn)oreignDebtScaleofHostCountriesandChinese Outward Foreign Direct Investment

ZHONGXun
（School of Economics and Management，Chongqing Normal University，Chongqing 401331，China）

This paper uses Chinese OFDI to 76 developing countries and regions in period of 2003-2014 as a sample to do an empirical analysis on the influence of host countries’economic growth and foreign debt scale on Chinese OFDI.The results show that economic growth and foreign debt scale have significant positive influence on China’s OFDI，while foreign debt will weaken the positive effect of economic growth on OFDI.After using the system GMM estimators to control the endogenous issues，it is found that the conclusion remains true，namely the economic growth and external debt scale of developing countries will promote China’s OFDI.But we still should pay attention on the fact that resources endowment and technology in the host countries will weaken the promoting effect of economic growth on China’s OFDI.

economic growth；foreign debt scale；OFDI（outward foreign direct investment）

F832.6

A

1673-5609（2016）04-0009-09

［責任編輯：唐秋鳳］［英文編輯：秋虹］［責任校對：秋虹］

2016-07-05

鐘尋（1991—），女，四川內(nèi)江人，重慶師范大學經(jīng)濟與管理學院碩士研究生，研究方向：投資理論和國際直接投資。