朱瑋瑋

（東南大學經(jīng)濟管理學院，江蘇南京211189）

中國區(qū)域性對外直接投資的驅(qū)動因素：經(jīng)濟或制度

朱瑋瑋

（東南大學經(jīng)濟管理學院，江蘇南京211189）

中國對外直接投資近年來發(fā)展迅速，各區(qū)域的對外直接投資也蓬勃興起。基于中國30個省市區(qū)的非金融類對外直接投資面板數(shù)據(jù)，以IDP理論為基礎(chǔ)，對影響各區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y的經(jīng)濟因素和制度因素進行了實證研究。結(jié)果表明，經(jīng)濟發(fā)展水平、出口、吸引外資和政府支持拉動了區(qū)域性對外直接投資，并且在經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，政府支持將明顯促進各地區(qū)的對外直接投資；金融市場化水平對區(qū)域?qū)ν庵苯油顿Y的影響不顯著。各因素的促進作用因地區(qū)而異，政府支持和出口對東部地區(qū)對外直接投資的影響大于中西部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平和吸引外資的影響則小于中西部地區(qū)。

區(qū)域性；對外直接投資；驅(qū)動因素；經(jīng)濟；制度

一、引言與相關(guān)文獻綜述

自2002年中國政府實施“走出去”戰(zhàn)略開始，中國的對外直接投資（下文也稱OFDI）即表現(xiàn)出迅速發(fā)展的態(tài)勢，“一帶一路”戰(zhàn)略更為對外投資構(gòu)筑了全新格局。據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議統(tǒng)計，2014年中國對外直接投資流量為1160億美元，位于全球第三；對外直接投資存量為7295億美元，位于全球第九。按照中國《對外直接投資統(tǒng)計制度》的規(guī)定，對外直接投資的統(tǒng)計數(shù)據(jù)分設(shè)中央和地方兩部分，①各地區(qū)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，②區(qū)域性的對外直接投資也正蓬勃發(fā)展。2014年地方非金融類OFDI流量占全國比重為51.1%，規(guī)模首次超過中央企業(yè)和單位；存量占全國比重從2004年的14.49%上升至2014年的31.6%。2014年末，在非金融類對外直接投資者中，各省市區(qū)的投資者占97%，中央企業(yè)和單位僅占3%。中央企業(yè)OFDI的存量規(guī)模雖仍占優(yōu)勢，但比例正逐漸縮減，地方企業(yè)OFDI的增長勢態(tài)更猛。中國OFDI發(fā)展過程中的一個顯著特征是非國有企業(yè)對外直接投資逐年上升，從投資者的構(gòu)成來看，國有企業(yè)對外直接投資的比例從2003年的43%降至2014年的6.7%。非國有企業(yè)正是地方企業(yè)OFDI的生力軍，以華為技術(shù)、聯(lián)想控股、大連萬達、復星國際為代表的大批民營企業(yè)由于近年來跨國投資的成績斐然而穩(wěn)居中國非金融類跨國公司百強之內(nèi)。中國各地區(qū)OFDI的繁榮興起有利于對外直接投資的均衡發(fā)展，在“一帶一路”戰(zhàn)略推動下，區(qū)域性對外直接投資也將掀起新的高潮。在當前背景下，探討區(qū)域性O(shè)FDI的驅(qū)動因素具有重要的現(xiàn)實意義。

鄧寧的投資發(fā)展路徑理論（IDP）是研究發(fā)展中國家對外直接投資行為的重要理論，該理論的核心內(nèi)容即一國的凈對外投資與該國的經(jīng)濟發(fā)展水平（以人均GNP來反映）存在系統(tǒng)的相關(guān)性關(guān)系。[1]Andreff對轉(zhuǎn)型國家的對外直接投資研究后指出，母國的經(jīng)濟發(fā)展水平是OFDI的主要決定因素。[2]黃武俊等、朱華的研究都證實了該理論在中國的適用性。[3][4]從區(qū)域視角看，經(jīng)濟發(fā)展水平也是影響地區(qū)OFDI的主要動因。[5]根據(jù)IMF的統(tǒng)計，2014年中國人均GDP居全球第80位，總體相對滯后，但對外直接投資卻取得了長足的發(fā)展。在人均經(jīng)濟水平較低的情況下，中國對外直接投資何以取得如此快速的增長，國內(nèi)外學者對其中的推動因素進行了深入的研究，研究視角主要基于國家層面，也包括企業(yè)微觀層面，但針對區(qū)域?qū)用娴姆治鲚^少。一些學者認為，制度因素是推動中國OFDI的關(guān)鍵因素，母國政府高度的政策支持有助于弱化企業(yè)對外投資的所有權(quán)和區(qū)位劣勢。[6][7]閻大穎等利用大型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，指出政府的政策扶植、海外關(guān)系資源、自身融資能力顯著影響國內(nèi)企業(yè)OFDI，這些特殊的“制度性優(yōu)勢”因素將在一段時期內(nèi)持續(xù)存在并影響企業(yè)的對外直接投資。[8]林治洪等研究表明政府的宏觀調(diào)控對OFDI除直接產(chǎn)生促進作用外，還包括間接作用于各種資源產(chǎn)生的影響。[9]另一些學者從資金來源的角度指出金融資源的市場化程度是國內(nèi)企業(yè)OFDI的重要影響因素，信貸資金分配市場化有助于緩解非國有企業(yè)的外源性融資困難，增加企業(yè)對外投資的傾向。[10][11]李磊等對工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的研究也表明，信貸融資能顯著促進國內(nèi)工業(yè)企業(yè)的OFDI，并且民營企業(yè)獲益更多。[12]此外，國內(nèi)學者也驗證了多種變量對中國OFDI的影響，變量的選取多數(shù)是源于經(jīng)濟因素的考慮。官建成、王曉靜研究指出中國OFDI的主要決定因素是出口和FDI。[13]邱立成、王鳳麗認為對外貿(mào)易、勞動力成本、資源需求對中國OFDI影響顯著。[14]張建剛通過研究OFDI的區(qū)域均衡與動因差異，指出出口、能源需求和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對OFDI有重要影響。[15]楊愷鈞等通過對“金磚四國”對外直接投資的研究，表明新興市場國家的OFDI與外資流入量、技術(shù)發(fā)展水平有緊密聯(lián)系。[16]

以上研究為從母國視角分析中國對外直接投資的動因積累了豐富成果。但已有文獻對區(qū)域性O(shè)FDI驅(qū)動因素的研究仍存在以下不足：第一，現(xiàn)有研究成果多是基于國家宏觀層面數(shù)據(jù)，按照中國對外直接投資統(tǒng)計制度進行研究，OFDI的總量數(shù)據(jù)包括中央企業(yè)和單位以及各地區(qū)的對外直接投資。地方企業(yè)的OFDI在投資規(guī)模、投資主體、投資行業(yè)等方面與中央企業(yè)存在顯著差異，已有研究難以清晰揭示各區(qū)域OFDI的影響因素。第二，多數(shù)學者研究認為制度因素中的政府支持對國內(nèi)企業(yè)OFDI有重要影響，但由于數(shù)據(jù)所限，并未檢驗不同經(jīng)濟發(fā)展水平下政府支持對OFDI的影響。為彌補以上研究的不足，本文以IDP理論為基礎(chǔ)，并基于現(xiàn)有文獻的實證經(jīng)驗，利用2003—2013年中國各省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，以人均GDP代表經(jīng)濟發(fā)展水平，同時以出口和吸引外資代表經(jīng)濟開放水平，將政府支持和金融市場化水平納入制度因素的框架，分析區(qū)域性O(shè)FDI的動因，并創(chuàng)新性地檢驗不同經(jīng)濟發(fā)展水平下政府支持對區(qū)域OFDI的影響。

二、研究假設(shè)與模型設(shè)定

（一）研究假設(shè)

1.經(jīng)濟因素

隨著人均GDP的增加，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)水平等隨之提高，對高檔消費品和高技術(shù)的需求快速增長，同時本地市場出現(xiàn)相對飽和、生產(chǎn)要素價格明顯上升，地區(qū)內(nèi)企業(yè)趨于進行對外投資以獲得經(jīng)濟效益。根據(jù)鄧寧的IDP理論，一國的對外直接投資與該國經(jīng)濟發(fā)展水平關(guān)系密切，從區(qū)域角度看，各地區(qū)OFDI將隨人均GDP增加而提高。

根據(jù)IMF的數(shù)據(jù)，2009年中國成為世界第一的出口大國，目前仍保持第一位。Mathews認為新興國家的企業(yè)通常以出口作為實施國際化戰(zhàn)略的開始，出口有助于企業(yè)在國際市場獲取經(jīng)驗并建立廣泛聯(lián)系。[17]Wei指出積累的出口經(jīng)驗使企業(yè)對東道國市場的消費習慣更加熟悉，更易于吸收利用東道國的市場信息并提升適應(yīng)市場的能力，減少OFDI過程中的信息不對稱與不確定性。[18]

隨著外資大量流入中國，F(xiàn)DI所含的人力資本、研發(fā)投入等因素會帶來技術(shù)的擴散，有助于提高本地企業(yè)的生產(chǎn)率和管理水平。通過吸引外資所帶來的外資企業(yè)的溢出效應(yīng)和示范效應(yīng)有助于加強國內(nèi)企業(yè)的所有權(quán)優(yōu)勢，帶動企業(yè)對外投資規(guī)模的擴大。同時，中國國內(nèi)經(jīng)濟中來自國外跨國公司的競爭被廣泛視為中國跨國公司外向直接投資迅速擴展的主要推動因素之一（Unctad，2006）。

基于以上分析，本文提出假設(shè)如下：

假設(shè)1：區(qū)域性對外直接投資與人均GDP正向相關(guān)。

假設(shè)2：區(qū)域性對外直接投資與出口正向相關(guān)。

假設(shè)3：區(qū)域性對外直接投資與吸引外資正向相關(guān)。

2.制度因素

制度是人類社會中人們的行為準則，諾斯（North）將其定義為博弈規(guī)則，包括正式規(guī)則（憲法、產(chǎn)權(quán)制度和合同）與非正式規(guī)則（規(guī)范和習俗）。中國作為新興市場國家和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國家，良好的母國制度安排會成為企業(yè)OFDI的驅(qū)動力。[19]母國政府的政策會影響外向直接投資決策，中國的跨國公司認為本國政府的政策是它們國際化的一個重要推動因素（Unctad，2006）。“走出去”戰(zhàn)略之后，政府通過各種措施鼓勵和支持企業(yè)對外投資，如簡化外匯審批手續(xù)、發(fā)布投資指南、加快投資手續(xù)辦理、提供低利率貸款支持和一定的風險保障等。通過政府支持直接或間接地給予企業(yè)補貼，促進企業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新，提高生產(chǎn)率，增加企業(yè)的競爭優(yōu)勢。

企業(yè)對外直接投資過程中，通常有巨大的融資需要，因此，資金問題是企業(yè)OFDI決策的重要制約因素。中國的金融體系仍然是以銀行為主導的，企業(yè)融資需求主要依靠銀行的貸款機制實現(xiàn)。[20]在國有銀行主導的高度集中的金融體制下，非國有企業(yè)的貸款在審批手續(xù)、抵押擔保、利息等方面更容易遭受“歧視性”待遇。中國作為轉(zhuǎn)型國家，各領(lǐng)域的市場化改革都在進行之中，更加開放的金融市場有助于解決非國有企業(yè)融資困難，使企業(yè)對外投資的道路更加通暢。姜建剛、黃志勇等的研究都證明信貸資金分配的市場化有助于提高該地區(qū)的OFDI。[10][21]

根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：區(qū)域性對外直接投資與政府支持正向相關(guān)。

假設(shè)5：區(qū)域性對外直接投資與金融市場化水平正向相關(guān)。

3.控制變量

根據(jù)傳統(tǒng)對外直接投資理論，一國進行對外直接投資應(yīng)當具備一定的壟斷優(yōu)勢，如技術(shù)、專利、商標、管理經(jīng)驗等，技術(shù)進步與創(chuàng)新能力的提高會推動地區(qū)OFDI。隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，經(jīng)濟增長對資源的需求越來越大，國內(nèi)的資源供給已經(jīng)無法滿足對能源的需求。各地區(qū)企業(yè)進行對外投資有助于獲取對經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要的礦產(chǎn)、天然氣、石油、森林等資源。因此，將各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新、能源消費作為控制變量納入模型之中，以使模型更加全面。

（二）模型設(shè)定

本文選擇的時間樣本是2003—2013年。關(guān)于省際層面的數(shù)據(jù)，本文共選取30個省份（自治區(qū)、直轄市），西藏因數(shù)據(jù)不全未納入樣本之中。本文設(shè)定計量模型a如下：

其中i表示不同截面地區(qū)，t表示第t年，ε是隨機誤差項。為進一步驗證在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下地方政府支持對促進OFDI的作用，構(gòu)建模型b，將經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）和政府支持（gov）的交乘項加入模型a中，模型如下：

各變量說明如下：

被解釋變量：對外直接投資量包括流量和存量兩種指標，因為存量數(shù)據(jù)更具有穩(wěn)定性，本文選取存量指標作為被解釋變量。本文按當年時間的平均匯率和GDP平減指數(shù)（2003為基期）對各地區(qū)非金融類對外直接投資存量進行折算，并取其自然對數(shù)（lnstock）。數(shù)據(jù)來源為2003—2013年度《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

本文的解釋變量如下：

經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）：對各地區(qū)的人均GDP按GDP平減指數(shù)折算后取自然對數(shù)。

出口（lnex）和吸引外資（lnfdi）：對各地區(qū)的出口值、實際利用外資金額按當年平均匯率和GDP平減指數(shù)進行折算，并取其自然對數(shù)。

政府支持（gov）：地方政府對企業(yè)資金和政策等的支持的主要來源即財政資金，以各地區(qū)當年財政支出占GDP的比重衡量政府對地區(qū)內(nèi)企業(yè)OFDI提供支持的能力。

金融市場化水平（loan）：以信貸資金在國有和非國有企業(yè)之間的分配來衡量。因為缺乏各省或地區(qū)信貸資金分配的直接數(shù)據(jù)，本文參考余官勝等的方法，以金融機構(gòu)貸款余額和國有企業(yè)總負債的比值來度量各地區(qū)金融市場化水平。[11]在國有企業(yè)總負債規(guī)模一定的情況下，該比值越大，說明金融機構(gòu)為非國有企業(yè)提供貸款的能力越強，信貸資金分配的市場化水平越高。

同時，本文引入如下變量作為控制變量：

技術(shù)創(chuàng)新（lnpat）：取各地區(qū)歷年專利授權(quán)數(shù)量的自然對數(shù)。

能源消費（lneneg）：取各地區(qū)歷年能源消費總量的自然對數(shù)，所指能源包括煤炭、焦炭、原油、燃料油、汽油、天然氣等。

以上數(shù)據(jù)主要來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。表1所列為各變量名稱及具體含義。

表1 各變量名稱、符號及含義

三、實證結(jié)果與分析

在進行實證分析之前，首先對各變量的相關(guān)系數(shù)進行檢驗。各解釋變量的方差膨脹因子（VIF）均小于10，根據(jù)經(jīng)驗法則，變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。文中以stata11作為計量分析工具進行面板回歸分析。面板回歸的分析方法包括混合最小二乘估計、固定效應(yīng)估計、隨機效應(yīng)估計等。本文回歸分析中采取Wald檢驗來選擇混合截面回歸還是固定效應(yīng)，結(jié)果為拒絕了混合截面回歸原假設(shè)（F（29，293）=31.06，Prob＞F=0.0000）；選擇B-P檢驗確定混合截面回歸還是隨機效應(yīng)，結(jié)果為拒絕了混合截面回歸原假設(shè)（chi2（7）=2090.14，Prob＞chi2=0.0000）；以Hausman檢驗來判定隨機效應(yīng)還是固定效應(yīng)，結(jié)果顯示應(yīng)選擇隨機效應(yīng)（chi2（7）=8.09，Prob＞chi2= 0.3244）。由于面板數(shù)據(jù)可能存在一定的異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)問題，對于適用隨機效應(yīng)的模型，Parks（1967）和Greene（2000）提出，使用可行廣義最小二乘法（FGLS）進行估計可減少誤差。

（一）全樣本FGLS回歸結(jié)果分析

表2 面板模型FGLS估計結(jié)果及內(nèi)生性檢驗

表2的回歸結(jié)果中，模型1中包括控制變量和經(jīng)濟因素的解釋變量?；貧w結(jié)果表明，人均GDP、出口和吸引外資的系數(shù)均顯著為正，假設(shè)1-3獲得了實證檢驗的支持。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提升將促進OFDI的增長，這驗證了IDP理論在區(qū)域?qū)用娴倪m用性；出口貿(mào)易是各地區(qū)企業(yè)對外直接投資的先行者，同時出口是外匯儲備積累的基礎(chǔ)，是OFDI的重要資金保障。外資涌入中國所帶來的示范效應(yīng)、技術(shù)溢出等都帶動了區(qū)域性對外直接投資的發(fā)展?？刂谱兞恐?，技術(shù)創(chuàng)新和能源消費的回歸系數(shù)顯著為正，并且都在1%的顯著性水平上顯著，說明技術(shù)進步與創(chuàng)新能力的提高會增加地區(qū)OFDI的所有權(quán)優(yōu)勢，能源消費的正向影響也驗證了OFDI的資源尋求動機。

模型2加入了制度因素的解釋變量，從回歸結(jié)果看，所有經(jīng)濟因素解釋變量的系數(shù)仍顯著為正，制度因素中，地方政府支持對各地區(qū)OFDI有顯著促進作用，但金融市場化水平的影響并不顯著。有關(guān)政府支持的回歸結(jié)果與假設(shè)4相一致。處于市場化改革過程中的中國，政府的干預程度依然較高，對外直接投資帶有典型的政府及政策推動的特征。Wei指出，中央和地方政府都積極配合，努力創(chuàng)造有利于企業(yè)對外直接投資的制度環(huán)境。[18]假設(shè)5未能通過實證檢驗，說明金融市場化水平未能促進地方企業(yè)的對外直接投資。從金融發(fā)展市場化的數(shù)據(jù)來看，除上海、江西、遼寧、吉林等少數(shù)省份之外，全國大部分省份的金融市場化水平在降低，金融領(lǐng)域的市場化改革尚未取得較明顯成效。信貸資金分配的市場化不足會增加非國有企業(yè)，尤其是私營企業(yè)的融資困難。2013年末，地方企業(yè)在非金融類對外直接投資者中占比96.5%，設(shè)立的境外企業(yè)占比82.3%，但地方企業(yè)OFDI存量只占全國總比的30.35%。中央企業(yè)和單位雖然在投資者和投資的企業(yè)數(shù)量方面較少，但投資金額巨大；地方企業(yè)以非國有企業(yè)為主體，在對外直接投資過程中仍然面臨著資金的門檻，融資較為困難。

模型3中加入了經(jīng)濟發(fā)展水平（lngdp）和政府支持（gov）的交乘項，結(jié)果顯示政府支持的系數(shù)顯著為正，交乘項lngdp*gov的系數(shù)顯著為負。由此表明當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，政府支持推動OFDI的效果更明顯；隨著該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，政府支持的促進作用將會減弱。中國各地區(qū)目前的人均GDP整體水平仍較低，企業(yè)的所有權(quán)優(yōu)勢和國際競爭力相對不足，地方政府在財稅政策、信息提供、研發(fā)扶持、簡化手續(xù)等方面的扶持可以彌補這一劣勢，對企業(yè)“走出去”起到至關(guān)重要的作用。當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展達到較高水平時，市場化程度隨之加深，市場競爭更加充分，企業(yè)對外直接投資的所有權(quán)優(yōu)勢也不斷增強，與發(fā)達國家企業(yè)相競爭的能力顯著提升，地方政府的政策激勵對企業(yè)海外投資的影響將趨于下降。

（二）內(nèi)生性檢驗

已有研究表明，對外直接投資對出口貿(mào)易會產(chǎn)生一定影響，這可能使模型產(chǎn)生內(nèi)生性問題。張紀鳳等通過構(gòu)建引力模型，指出中國對發(fā)達國家和發(fā)展中國家的投資都具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。[22]毛其淋等利用微觀層次的數(shù)據(jù)，研究表明OFDI顯著提高了企業(yè)出口占銷售的比例和企業(yè)出口概率，具有顯著的出口創(chuàng)造效應(yīng)。[23]因此，本文采用工具變量法對模型進行再次回歸以檢驗上文估計結(jié)果的穩(wěn)健性，工具變量選擇滯后一期的出口額。文中未考慮其他變量的內(nèi)生性問題，主要是由于目前中國各地區(qū)的OFDI還不足以對區(qū)域內(nèi)人均GDP、吸引外資、金融市場化等因素造成影響。

將模型4與模型2進行比較，發(fā)現(xiàn)使用工具變量法的分析結(jié)果與原回歸結(jié)果無太大差異，所有經(jīng)濟因素、政府支持的系數(shù)仍顯著為正，僅系數(shù)值和顯著性水平有所變化，金融市場化水平的影響仍不顯著。Hausman檢驗結(jié)果顯示，模型不存在內(nèi)生性問題（P值為0.9994）。在模型5中加入了交乘項lngdp* gov之后，其結(jié)果與模型3的回歸結(jié)果相比，也并未有較大變化。這表明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）分地區(qū)檢驗

為考察經(jīng)濟因素和制度因素對國內(nèi)不同地區(qū)OFDI影響的差異，以及在不同經(jīng)濟發(fā)展水平下政府支持對地區(qū)OFDI的影響，本文將全樣本劃分為東部和中西部進行分別檢驗，③結(jié)果見表3。

模型6和模型8分別是對東部、中西部地區(qū)的FGLS回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，除東部地區(qū)吸引外資對OFDI的影響不顯著之外，其他變量的實證結(jié)果與全樣本檢驗較為一致，僅回歸系數(shù)值產(chǎn)生了一些變化。首先，關(guān)于吸引外資（lnfdi）的回歸結(jié)果，其原因可能在于樣本數(shù)據(jù)期內(nèi)外商直接投資由東部向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的趨勢明顯，中西部地區(qū)實際利用外資占比從2003年的21.4%上升到2013年的32.7%。由于近年來東部地區(qū)的要素資源供給和環(huán)境約束趨緊，而中西部地區(qū)隨著“中部崛起”和“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略的持續(xù)深入，對外開放的程度逐漸加深，投資環(huán)境日趨完善，因此外資出現(xiàn)加速向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移的趨向。中西部地區(qū)的企業(yè)與外資企業(yè)存在較大技術(shù)差距，后發(fā)優(yōu)勢使外資流入加強了企業(yè)OFDI的所有權(quán)優(yōu)勢。此外，將東部地區(qū)的其余變量的回歸系數(shù)與中西部地區(qū)比較后發(fā)現(xiàn)，政府支持和出口對東部地區(qū)的影響更大，人均GDP增加對中西部地區(qū)影響更突出。以上差異產(chǎn)生的原因應(yīng)該在于東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、地方企業(yè)的技術(shù)水平和資金實力等均高于中西部地區(qū)，并且東部地區(qū)對外直接投資總量較大，2013年末，東部地區(qū)非金融類OFDI占地方總量的比重為76%。在具備更強對外投資能力的條件下，政府支持促進東部地區(qū)OFDI的作用更明顯。大量的出口貿(mào)易也為企業(yè)開拓國際市場積攢了豐富經(jīng)驗，并能更便利地獲得市場信息。中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平總體偏低，地方企業(yè)參與國際競爭的能力較為欠缺，因此，地區(qū)經(jīng)濟水平的上升是OFDI發(fā)展的關(guān)鍵因素。

表3 分地區(qū)FGLS估計結(jié)果

模型7和模型9分別在模型6、模型8基礎(chǔ)上加入交乘項lngdp*gov。結(jié)果顯示經(jīng)濟發(fā)展水平、政府支持的系數(shù)都顯著為正，中西部地區(qū)的交乘項系數(shù)顯著為負，東部地區(qū)的交乘項系數(shù)雖為負值，但并不顯著。上述差異表明中西部地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展水平偏低，政府扶持對地區(qū)企業(yè)OFDI的拉動明顯，東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平雖高于中西部地區(qū)，但總體水平與發(fā)達國家相比仍較為落后，因此隨著地區(qū)人均GDP的增加，政府支持的作用并未明顯減弱。

四、結(jié)論與建議

本文選取2003—2013年中國對外直接投資的省級面板數(shù)據(jù)，以IDP理論為基礎(chǔ)，對影響區(qū)域性對外直接投資的經(jīng)濟因素和制度因素進行了研究。研究得出以下結(jié)論：第一，經(jīng)濟發(fā)展水平、出口和吸引外資、政府支持帶動了區(qū)域性對外直接投資的發(fā)展，金融市場化水平的影響并不顯著。各因素的促進作用因地區(qū)而異，政府支持和出口對東部地區(qū)OFDI的影響大于中西部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平和FDI的影響則小于中西部地區(qū)。第二，當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，政府支持推進對外直接投資的效果更卓著；隨著該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的上升，其促進作用趨于減弱。分地區(qū)來看，中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平偏低，政府扶持明顯拉動企業(yè)對外直接投資；東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平雖高于中西部地區(qū)，但政府支持的作用并未顯著減弱。

據(jù)此，本文提出以下建議：首先，進一步發(fā)揮政府對企業(yè)對外直接投資的政策支持和引導作用。各地區(qū)政府應(yīng)繼續(xù)堅持財稅、投資等方面的扶持政策，并完善相應(yīng)的配套服務(wù)措施，加快有關(guān)對外投資的法律法規(guī)制定，規(guī)范企業(yè)對外投資的行為，適時發(fā)布境外投資信息，在東道國建立經(jīng)濟合作區(qū)域，并為企業(yè)的對外直接投資提供必要的風險保障。其次，推進地區(qū)經(jīng)濟，尤其是中西部地區(qū)的發(fā)展，縮小地區(qū)經(jīng)濟的不平衡，通過經(jīng)濟發(fā)展水平的提升推動企業(yè)的對外直接投資。順應(yīng)近年來FDI由東部地區(qū)向中西部地區(qū)梯度轉(zhuǎn)移的趨勢，中西部地區(qū)應(yīng)把握機遇，引導優(yōu)質(zhì)外資進入，充分發(fā)揮外資的技術(shù)溢出效應(yīng)。“一帶一路”的大戰(zhàn)略為各地區(qū)的對外投資帶來了新的發(fā)展契機，西部地區(qū)和沿邊地區(qū)的企業(yè)應(yīng)該在政府的引導和鼓勵下積極主動地融入，加快“走出去”的步伐。最后，促進金融體系的深化改革，加快金融市場化進程，實現(xiàn)信貸資金的更有效配置，引導信貸資金更多流向有活力有潛力的中小民營企業(yè)。積極拓寬企業(yè)對外投資的融資渠道，除目前主要依靠的銀行貸款機制外，為國內(nèi)企業(yè)通過債券和股權(quán)等方式融資創(chuàng)造有利環(huán)境。

注釋：

①商務(wù)部、國家統(tǒng)計局與國家外匯管理局聯(lián)合印發(fā)的《對外直接投資統(tǒng)計制度》（2015年1月1日執(zhí)行）中規(guī)定：“各省級商務(wù)主管部門負責本行政區(qū)域內(nèi)對外直接投資統(tǒng)計工作，管理本行政區(qū)域內(nèi)非金融業(yè)境內(nèi)投資者（不包括該行政區(qū)域內(nèi)中央管理的企業(yè)）的對外直接投資統(tǒng)計工作?！?/p>

②數(shù)據(jù)均來源于《2014年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

③東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中西部地區(qū)包括除了西藏之外的其余19個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）。

[1]Dunning,J.H..Explaining the International Direct Investment Position of Countries：Toward a Dynamic and Development Approach[J].Review of World Economics，1981，（1）：30-64.

[2]AndreffW.The New Multinational Corporations from Transition Counties[J].Economic Systems，2002，（4）：371-379.

[3]黃武俊，燕安.中國對外直接投資發(fā)展階段實證檢驗和國際比較[J].國際商務(wù)——對外經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2010，（1）：67-73.

[4]朱華.投資發(fā)展周期理論與中國FDI發(fā)展階段定位研究[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012，（5）：37-42.

[5]梁鍶，苑生龍.主體二元化背景下地方企業(yè)對外直接投資動因研究——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].管理評論，2016，（2）：49-60.

[6]Buckley,P.J，Clegg,J.，Cross,A.R.,et al..The Determinants of Chinese Outward Foreign Direct Investment [J].Journal of International Business studies，2007，（38）：499-518.

[7]Wang,C.Q.,et al..What Drives Outward FDI of Chinese Firms?TestingtheExplanatoryPowerofThree Theoretical Frameworks[J].International Business Reviews，2012，（21）：425-438.

[8]閻大穎，洪俊杰，任兵.中國企業(yè)對外直接投資的決定因素：基于制度視角的經(jīng)驗分析[J].南開管理評論，2009，（12）：135-142.

[9]林治洪，陳巖，秦學志.中國對外投資決定因素——基于整合資源觀與制度視角的實證分析[J].管理世界，2012，（8）：165-166.

[10]姜建剛，王柳娟.經(jīng)濟制度與OFDI的關(guān)系研究[J].世界經(jīng)濟研究，2014，（1）：59-65.

[11]余官勝，袁東陽.金融發(fā)展是我國企業(yè)對外直接投資的助推器還是絆腳石——基于量和質(zhì)維度的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2014，（8）：125-134.

[12]李磊，包群.融資約束制約了中國工業(yè)企業(yè)的對外直接投資嗎[J].財經(jīng)研究，2015，（6）：120-131.

[13]官建成，王曉靜.中國對外直接投資決定因素研究[J].中國軟科學，2007，（2）：59-65.

[14]邱立成，王鳳麗.我國對外直接投資主要宏觀影響因素的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2008，（6）：78-82.

[15]張建剛.中國對外直接投資的區(qū)域均衡與動因差異研究——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2011，（10）：75-81.

[16]楊愷鈞，胡樹麗.經(jīng)濟發(fā)展、制度特征與對外直接投資的決定因素——基于“金磚四國”面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2013，（11）：63-71.

[17]Mathews J.A..Dragon Multinational：New Players in 21st Century Globalization[J].Asia Pacific Journal of Management,2006，（23）：5-27.

[18]Wei Y.Q.,et al..Expanding to Outward Foreign Direct Investment or Not?A Multi-dimensional Analysis of Entry Mode Transformation of Chinese Private Exporting Firms[J].InternationalBusinessReviews，2014，（23）：356-370.

[19]Luo,Y.D.，Xue Q.Z.，Han B.J..How Emerging Market Governments Promote Outward FDI：Experience from China [J].Journal of World Business，2010，（45）：68-79.

[20]景紅橋，董二磊.比較金融體制對一國OFDI的影響研究[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2014，(4)：111-118.

[21]黃志勇，萬祥龍，許承明.金融發(fā)展對我國對外直接投資的影響[J].世界經(jīng)濟與政治論壇，2015，（1）：122-135.

[22]張紀鳳，黃萍.替代出口還是促進出口——我國對外直接投資對出口的影響研究[J].國際貿(mào)易問題，2013，（3）：95-103.

[23]毛其淋，許家云.中國對外直接投資促進抑或抑制了企業(yè)出口?[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2014，（9）：3-21.

（責任編輯：劉同清）

Driving Factors of China's Regional Outward Foreign Direct Investment:Economic or Institutional

ZHU Wei-wei
（School of Economics and Management,Southeast University,Nanjing Jiangsu 211189,China）

China's outward foreign direct investment（OFDI）has developed rapidly in recent years,while the regional outward foreign direct investment is also booming.Based on the panel data of non-financial OFDI of China's 30 provinces，on the basis of IDP theory,the empirical study has been conducted on the economic factors and institutional factors affecting China's regional OFDI.The results show that the economic development level、FDI、export and government support are significant pulling factors for regional OFDI,and when the economic development level is low,the government support will significantly promote regional OFDI.The influence of financial marketization level is not significant on regional OFDI.The promoting effects of various factors vary from region to region,the influence of government support and export on OFDI in the eastern region of China is greater than that in the central and western regions,while the influence of economic development level and FDI is less than that in the central and western regions.

regional;outward foreign direct investment;driving factors；economic；institutional

F830.59

：A

：1672－626X（2017）01-0048-07

10.3969/j.issn.1672-626x.2017.01.005

2016-11-16

國家社會科學基金重點項目（09AZD047）

朱瑋瑋（1982-），女，江蘇大豐人，東南大學經(jīng)濟管理學院博士研究生，主要從事國際貿(mào)易和國際投資研究。