摘 要：黨的十九大報告提出要以“一帶一路”建設為重點，堅持“引進來和走出去并重”，本文以對外直接投資與實際利用外資為對象，以1990年到2018年國家宏觀指標數(shù)據(jù)集，研究中國資本的“引進來”與“走出去”的相互影響。研究發(fā)現(xiàn)，“引進來”促進了我國企業(yè)的“走出去”，同時對外直接投資的增加也與國內經(jīng)濟增長有著密不可分的聯(lián)系。故而我們既要注重引進高質量外商直接投資，又要鼓勵和引導企業(yè)積極進行海外投資，不斷提升參與全球價值鏈的能力與層次。

關鍵詞：FDI;OFDI;GDP

一、引言

改革開放40多年來，我國對外經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，“引進來”與“走出去”比翼齊飛，一方面我國優(yōu)越的投資政策、發(fā)達的基礎設施和巨大的消費潛力吸引越來越多的外國投資者進駐我國，另一方面，我國的綜合實力不斷加強，加入世界貿易組織、提出“一帶一路”倡議等使我國更好地融入全球經(jīng)濟鏈條中，國內企業(yè)在資本積累、技術創(chuàng)新等方面有了長足進步，根據(jù)商務部統(tǒng)計，2018年我國對外直接投資存量已經(jīng)接近2萬億美元，全球排名上升至第三位。“引進來”與“走出去”之間是否存在關聯(lián)？“引進來”是否促進了“走出去”？

從國內外現(xiàn)有文獻看，大多數(shù)學者是將FDI（外商直接投資）和OFDI（對外直接投資）分開來研究，鮮有研究二者引致關系的文獻。對于二者之間聯(lián)系機制的問題主要基于鄧寧（1981）的投資發(fā)展周期論展開，其認為國際直接投資的流入流出水平會隨著經(jīng)濟發(fā)展動態(tài)變化，一國的經(jīng)濟發(fā)展與吸引外資的擴大會引發(fā)對外直接投資。隨后，學者們對FDI促進OFDI的作用機制進行了研究。Narula和Guimón（2010）認為必須關注經(jīng)濟發(fā)展背后的、更深層次的因素，從廣義層面理解FDI對OFDI的路徑機制;鄭展鵬和劉海云（2012）基于要素稟賦及其結構角度從實證研究層面研究FDI與OFDI之間關系;尹達（2019）通過建立二分因變量的中介效應模型，解釋FDI與OFDI的關聯(lián)機制，結果表明FDI可通過生產(chǎn)率溢出提高企業(yè)生產(chǎn)水平進而推動企業(yè)OFDI擴張;張生保、林雄立和王曉珍（2020）外資研發(fā)嵌入、技術創(chuàng)新表現(xiàn)與對外直接投資的理論邏輯框架，認為外資的研發(fā)嵌入顯著促進了中國對外直接投資。

二、研究基本思路與方法

1.研究思路

考慮到FDI與OFDI的增長本身存在很復雜的相互影響關系，本研究從鄧寧的投資發(fā)展周期理論出發(fā)，研究視角基于宏觀層面的外商直接投資（FDI）、國民生產(chǎn)總值（GDP）、外匯儲備（FEX）、匯率（ER）與出口額（EX）等對中國對外直接投資的影響機制。

2.技術方法

借鑒Buckley等的研究思路，本文以Eviews7.0為主要分析工具，選取對外直接投資凈額（OFDI）為因變量，實際利用外資額（FDI）、國民生產(chǎn)總值（GDP）、外匯儲備（FEX）、人民幣對美元匯率（ER）與出口額（EX）為自變量，為消除異方差，對各個變量都取了自然對數(shù)，分四步檢驗。首先對面板數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗，其次為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，在進行回歸分析之前，第一步用JOHANSEN協(xié)整關系檢驗對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗;第二步運用Granger因果關系檢驗方法，對兩個確定平穩(wěn)關系的變量之間是否存在相互影響進行判斷;第三步采用短期的ECM誤差修正模型，將數(shù)據(jù)差分為平穩(wěn)序列后進行經(jīng)典回歸分析并得出結論。

三、計量驗證及實證分析

1.模型確立

（1）變量確定

本文的研究視角聚焦于中國企業(yè)對外直接投資與外商直接投資的關系。考慮到歷史因素對OFDI的影響以及滯后效應等因素，本文選擇中國對外直接投資（OFDI）的流量數(shù)據(jù)為因變量，外商直接投資（FDI）的實際利用外資額為自變量，鑒于中國對外直接投資和外商直接投資關系的復雜性，結合對外直接投資理論，本文還考慮了其他影響因素，選取了以下自變量為備選自變量，包括當年的國內生產(chǎn)總值（GDP）流量、當年的外匯儲備（FEX）存量、匯率（ER）、出口額（EX），試圖更為客觀、全面地探討中國對外直接投資與外商直接投資之間的關系。

（2）數(shù)據(jù)來源

本文研究過程中對外直接投資（OFDI）的選取根據(jù)中國國家外匯管理總局公布在《國際收支統(tǒng)計》中的中國對外直接投資凈額，實際利用外資額（FDI）的數(shù)據(jù)根據(jù)當年美元對人民幣的中間價換算成人民幣單位。國內生產(chǎn)總值（GDP）、外匯儲備（FEX）、人民幣對美元匯率（ER）與出口額（EX）根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的各年份數(shù)據(jù)而得，其中匯率使用當期100美元對人民幣的價值。

為了消除異方差的影響，獲得平穩(wěn)的時間序列，本文對變量都取自然對數(shù)的形式，壓縮了變量的尺度，并獲得了數(shù)據(jù)的線性趨勢。

（3）模型設定

建立回歸模型如下：

其中，α0為截距項，β1-β5為回歸系數(shù)，表示自變量每變動百分之一時，因變量的變動方向百分比之和，μ為干擾項，y為對外直接投資額OFDI，x1為實際利用外資額FDI（萬人民幣），x2為中國GDP（萬人民幣），x3為外匯儲備FEX（億美元），x4為人民幣對美元匯率ER（美元=100），x5為出口額EX（萬人民幣）。

2.計量檢驗

（1）變量的平穩(wěn)性檢驗

首先用ADF單位根檢驗對變量LnOFDI、LnFDI、LnGDP、LnFEX、LnER和LnEX進行檢驗。當ADF檢驗值大于臨界值時，就說明時間序列非平穩(wěn)，此時需要再進行一階差分，若進行一階差分后，數(shù)據(jù)在臨界值水平上仍拒絕原假設，就表示時間序列平穩(wěn);當檢驗值小于臨界值時，則說明序列是平穩(wěn)的。

檢驗結果如下：

表1可以看出，單位根平穩(wěn)性結果表明，LnOFDI、LnFDI、LnGDP、LnFEX、LnER和LnEX的原時間序列都是非平穩(wěn)的，在一階差分后，0.05的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列，即數(shù)據(jù)是一階單整I（1）的，滿足進行協(xié)整的前提條件。

（2）協(xié)整檢驗

基于VAR模型，在確定變量平穩(wěn)后，可構造回歸模型等計量經(jīng)濟學模型對其進行多變量之間進一步的協(xié)整檢驗，本文采用JOHANSEN檢驗法對OFDI與FDI，OFDI與GDP，OFDI與FEX，OFDI與ER，OFDI與EX分別進行協(xié)整檢驗，假設如下：

H0：有0個協(xié)整關系

H1：有M個協(xié)整關系

進行JOHANSEN似然比檢驗：LRM=-n

其中，M為變量個數(shù)，λi是特征值，n是樣本容量。

結果如下：

從表2可以看出OFDI與FDI，OFDI與GDP，OFDI與FEX，OFDI與ER，OFDI與EX在5%的置信水平上都存在協(xié)整關系，說明變量之間存在長期的均衡關系。

（3）因果檢驗

從表2結果可知，變量之間存在著長期的均衡關系，因此要確定其是否存在因果關系還尚待進一步檢驗。采用Wald-Granger檢驗，通過建立ECM進一步考察短期關系，判斷時間序列的數(shù)據(jù)生成過程。結果如表3所示。

3.檢驗結果分析

（1）滯后結果分析

在5%顯著性水平下，當滯后期數(shù)為1時，對外直接投資（OFDI）變化的與FDI、GDP、FEX和EX有很大關系，ER對OFDI沒有顯著影響。此結果與鄧寧的投資發(fā)展周期理論相吻合，即當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段時對外直接投資出現(xiàn)并擴張，因此經(jīng)濟的增長在早期是OFDI的原因，體現(xiàn)出OFDI對FDI具有的促進作用。

（2）誤差修正

經(jīng)濟數(shù)據(jù)一般都是非平穩(wěn)的，長期均衡并不意味著分析的結束，考慮到本研究主要探討Y與x1之間的相互影響，對Y與x1進行了短期誤差修正，通過差分的方法將其化為平穩(wěn)序列，然后再進行回歸分析。在X、Y都是協(xié)整的前提下，建立了ECM誤差修正模型如下：

將協(xié)整回歸中的誤差項et看做均衡誤差以此來增加模型精度，通過建立短期動態(tài)模型彌補長期靜態(tài)模型的不足。

根據(jù)計算結果，E（-1）=-0.400063，且顯著，修正項（ecmt-1）的系數(shù)為0.512，可知當短期波動偏離長期均衡時，將以0.512的力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。檢驗結果的R2也比較高，擬合優(yōu)度良好，DW值在2左右，說明無自相關。

（3）模型結果分析

由模型結果可知：

①F檢驗的P值小于0.05，模型顯著;

②R方接近1，擬合優(yōu)度很好;

③DW在2附近，殘差序列不相關;

④標準差為0.136999，非常小，說明回歸系數(shù)值穩(wěn)定且可靠;

⑤解釋變量估計值的t值大于臨界值，表示可靠;

⑥F統(tǒng)計值為88.61002，回歸方程整體比較顯著。

四、結論及建議

本文選取了從1990年至2018年的宏觀數(shù)據(jù)檢驗我國外商直接投資對對外直接投資的作用，研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資能夠促進中國企業(yè)對外直接投資，兩者具有顯著的正向關系，但對外直接投資的增加也與國內經(jīng)濟增長有著密不可分的聯(lián)系。同時，外商直接投資對國內生產(chǎn)總值、外匯儲備和出口額都有一定的積極影響。

因此，我們要堅持“引進來”與“走出去”并行發(fā)展的外資利用模式。在“引進來”方面，一是鼓勵和吸引研發(fā)類、高新技術和高附加值產(chǎn)業(yè)外資進入;二是優(yōu)化FDI的產(chǎn)業(yè)布局，改善FDI在各行業(yè)及地區(qū)的分布;三是提高內資企業(yè)對FDI溢出的吸收能力，提高外資的使用效率，打破路徑依賴，提升本土企業(yè)科技創(chuàng)新水平，提高自身生產(chǎn)率水平和出口能力。在“走出去”方面，一是各級政府可為企業(yè)對外直接投資提供政策支持，提高制度便利化;二是為海外投資企業(yè)提供資金和金融支持，拓寬便利、高效的融資和保險渠道;三是提升我國企業(yè)自身競爭力，為企業(yè)提供及時有效的信息支持和充分的人力資源，助力企業(yè)提升國際聲譽和知名度。

參考文獻：

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作者簡介：孫明岳（1985.12- ），女，漢族，山東平度人，國際貿易學碩士，山東青年政治學院經(jīng)濟管理學院，講師，從事國際貿易理論、對外直接投資研究