高云龍 馮朋蓮 朱云釗

(河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)商學(xué)院 河北石家莊 050061)

2022年初，各國加快調(diào)整政策、聚焦科技創(chuàng)新和數(shù)字產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展，全球數(shù)字經(jīng)濟(jì)在逆境中平穩(wěn)發(fā)展。數(shù)字戰(zhàn)略布局能提高各國數(shù)字治理能力[1]，我國政府高度重視國內(nèi)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，2022年《政府工作報告》的數(shù)字中國建設(shè)布局逐漸成為國民經(jīng)濟(jì)的重要驅(qū)動力[2]，促進(jìn)各國穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長、實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的關(guān)鍵抓手[3]?！耙粠б宦贰背h為我國OFDI創(chuàng)造了良好的國際投資環(huán)境，中國對外直接投資合作將迎來新的發(fā)展機(jī)遇。2020年，中國OFDI總額達(dá)1537.1億美元，第一次位居世界首位，占世界比重達(dá)20.2%，但是中國OFDI程度受到各國不同數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響亦有差別。一方面，流向大洋洲的投資額減少近三成，但對亞洲、歐洲和非洲等其他區(qū)域的投資均呈不同程度的增幅，各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯著促進(jìn)中國OFDI活動規(guī)模。另一方面，中國對非洲、北美洲和大洋洲的投資額比重均小于5%，非洲、北美洲和大洋洲是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差、數(shù)字鴻溝程度相對較嚴(yán)重的區(qū)域[4]。這說明中國OFDI具有區(qū)域傾向，中國OFDI規(guī)模會因各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡而產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，為了促進(jìn)中國對外直接投資規(guī)模，亟須將各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平與中國OFDI相結(jié)合，實證分析各國縮小數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的必要性，并提出相關(guān)政策性建議。

縱觀國內(nèi)外文獻(xiàn)，當(dāng)前從數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化角度探析國家數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與中國OFDI的研究相對較少，創(chuàng)新點主要包括以下三點：一是在探究中國OFDI規(guī)模受到各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平影響的基礎(chǔ)上，對各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展做了深入研究，即東道國的數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化問題，在治理全球數(shù)字經(jīng)濟(jì)失衡方面具有重要的現(xiàn)實意義。二是用最值歸一化法和差值法求得的數(shù)據(jù)表示國家間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，采用熵值法計算五個二級指標(biāo)的權(quán)重，構(gòu)建了創(chuàng)新的數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化DEDL測度指標(biāo)，能更深入地探析中國OFDI規(guī)模受各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平的影響。三是將構(gòu)建的DEDL指標(biāo)納入拓展的投資引力模型進(jìn)行實證檢驗，并按不同收入水平對數(shù)據(jù)進(jìn)行層次劃分，擴(kuò)大了引力模型的解釋范圍。

1 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

1.1 計量模型構(gòu)建

為了探析數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平對中國OFDI產(chǎn)生的影響，借鑒邱志萍、秦淑悅(2022)[5]的貿(mào)易引力模型，進(jìn)一步修正后，建立了拓展的投資引力模型(1)：

其中，i表示東道國；lnOFDIit表示中國對i國的OFDI規(guī)模；t=2011—2020年，βx為回歸系數(shù)；εit表示隨機(jī)擾動項。

1.2 變量選取

為了確保數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性，本文在借鑒華為統(tǒng)計全球連接指數(shù)GCI的79個國家統(tǒng)計樣本的基礎(chǔ)上，剔除了因東道國資源密集度和相對制度質(zhì)量等數(shù)據(jù)缺失的比利時、奧地利、阿聯(lián)酋、埃及和塞爾維亞等23個國家樣本，最終得到51個國家在2011—2020年共計10年的面板數(shù)據(jù)。為避免產(chǎn)生多重共線性等問題，特對所有變量(不含DEDL)取對數(shù)處理，所有相關(guān)變量的名稱、含義和計算方法如表1所示。

表1 所有變量的名稱、含義和計算方法

數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平(DEDL)指標(biāo)構(gòu)建。從世界銀行發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WDI)選取五個可衡量國家之間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的二級指標(biāo)，主要基于東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的互聯(lián)網(wǎng)安全程度差距(NETS)、互聯(lián)網(wǎng)普及率差距(IUI)、移動網(wǎng)絡(luò)覆蓋率差距(MCS)、固定寬帶差距(FBS)和電話普及率差距(FTS)的不同發(fā)展水平，構(gòu)建核心解釋變量DEDL主要包括以下幾個步驟：

首先，考慮到指標(biāo)數(shù)值間較大的差距問題，同時為了避免突出較高值指標(biāo)作用和削弱較低值指標(biāo)的作用，選擇最值歸一化公式：，按年份(t)分別對51國的每個二級指標(biāo)(j)源數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理，Xijt表示標(biāo)準(zhǔn)二級指標(biāo)值，i表示東道國，j表示第j個二級指標(biāo)。

其次，對各個年度(t)每個二級指標(biāo)(j)在51國中的最大值進(jìn)行篩選，假設(shè)為Xmijt，m表示最大值。計算各個年度(t)每個國家(i)的二級指標(biāo)值Xijt與Xmijt的差的絕對值，記為：Yijt=|Xijt-Xmijt|，Yijt表示每個國家(i)各個二級指標(biāo)(j)的差距，表示國與國之間發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)的差異化水平。

最后，綜合考量五個二級指標(biāo)對中國OFDI的影響，采取熵值法分別對各二級指標(biāo)數(shù)據(jù)Yijt進(jìn)行加權(quán)平均處理，計算各二級指標(biāo)的權(quán)重Vijt，分別為10.91%、61.15%、18.40%、4.48%和5.06%，最終求得核心解釋變量DEDL數(shù)值，確保了數(shù)據(jù)的有效性。

綜上，本文深入考量不同國家之間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異化問題，每項指標(biāo)數(shù)據(jù)與各指標(biāo)所篩選最低值的差值是數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化的數(shù)據(jù)呈現(xiàn)，各國與發(fā)展水平最高國的指標(biāo)差距是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異化的具體表現(xiàn)形式。所以，構(gòu)建DEDL指標(biāo)對探析東道國之間的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問題有著重要的現(xiàn)實意義。

1.3 數(shù)據(jù)來源

(1)被解釋變量與解釋變量。被解釋變量OFDI表示中國OFDI規(guī)模，借鑒董有德和米筱筱(2019)[6]的數(shù)據(jù)計算方法：，對指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。構(gòu)建的東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL為核心解釋變量，數(shù)據(jù)來源于WDI數(shù)據(jù)庫。

(2)控制變量。中國GDP規(guī)模CGDP、東道國GDP規(guī)模GDP、東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平TEC和東道國資源密集度RES均來源于WDI數(shù)據(jù)庫。TEC指標(biāo)是實證檢驗東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平對中國對外投資影響不可或缺的解釋變量。INST指標(biāo)數(shù)據(jù)來自世界銀行全球治理指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WGI)，對其包括的六個系列指標(biāo)加權(quán)平均計算來表示各國制度質(zhì)量。中國與各國之間的距離成本DIS，本文借鑒何俊勇、萬粲(2021)[7]采用的計算方法，用兩國首都間的球面距離乘歷年國際油價的結(jié)果表示。中國與各國的球面距離來自法國CEPII數(shù)據(jù)庫，從國際貨幣基金組織(IMF)數(shù)據(jù)庫的主要商品價格系統(tǒng)(Primary Commodity Price System)獲取國際油價。ICT價格籃子(IPB)，數(shù)據(jù)來源于國際電聯(lián)數(shù)據(jù)庫(ITU Date)，國際電聯(lián)收集了全世界約200個經(jīng)濟(jì)體的ICT服務(wù)的零售價格。

2 實證結(jié)果分析

2.1 描述性統(tǒng)計

如表2所示，在確保樣本數(shù)據(jù)無極端值的情況下，被解釋變量OFDI標(biāo)準(zhǔn)差(sd)為5.833，數(shù)值較高，說明中國對東道國投資存在區(qū)域流向差異。控制變量TEC標(biāo)準(zhǔn)差為2.813，說明東道國的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊、差異較大。相較而言，其他變量的標(biāo)準(zhǔn)差均小于1.5，整體數(shù)據(jù)相對穩(wěn)定。

表2 各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.2 回歸結(jié)果與分析

面板回歸結(jié)果，基于拓展的投資引力模型(1)，各東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平會對中國OFDI規(guī)模產(chǎn)生消極影響。從表3中模型(1)的混合OLS檢驗結(jié)果來看，東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL的回歸系數(shù)為-1.609，在99%的置信水平上顯著為負(fù)。對比分析模型(2)和模型(3)，Hausman檢驗的P值為0.7069，采用模型(3)進(jìn)行實證分析，DEDL回歸系數(shù)為-1.082，在99%的置信水平上顯著為負(fù)。鑒于數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，模型(3)采用有限信息最大似然法(LIML)檢驗，DEDL回歸系數(shù)與OLS檢驗結(jié)果相同。

表3 東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平與中國OFDI規(guī)模的面板回歸結(jié)果

以上結(jié)果表明，在控制東道國ICT價格、相對制度質(zhì)量、距離成本等變量的情況下，東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異水平對中國OFDI規(guī)模具有顯著的負(fù)效應(yīng)。東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差距每擴(kuò)大1%，中國OFDI規(guī)模會減少0.926%。由此可見，東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高越促進(jìn)中國OFDI，但是國家間的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大，反而越會抑制中國OFDI規(guī)模的擴(kuò)大。

2.3 內(nèi)生性檢驗與穩(wěn)健性檢驗

(1)內(nèi)生性檢驗

為了解決本文解釋變量DEDL與被解釋變量OFDI之間可能存在的雙向因果關(guān)系，借鑒陳林等(2016)[8]的研究方法，將東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平和東道國GDP規(guī)模變量的滯后一期作為DEDL的兩個工具變量，在擾動項εit無自相關(guān)的前提下，采用SYS-GMM、2SLS和LIML模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 基于系統(tǒng)GMM、2SLS和LIML的內(nèi)生性檢驗結(jié)果

由表4可以看出：第一，表4中(1)SYS-GMM為兩步系統(tǒng)GMM的內(nèi)生性檢驗，AR(1)的P值為0.034且小于1%，AR(2)的P值為0.636且大于10%，SYS-GMM不存在擾動項二階自相關(guān)，估計結(jié)果具有可靠性。Sargan和Hansen檢驗結(jié)果分別為0.413、0.261，在10%的顯著性水平上接受“工具變量有效”的假設(shè)，不存在過度識別問題。第二，在表4的(2)2SLS模型中，F(xiàn)統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果為134.346，遠(yuǎn)大于10，(2)2SLS的回歸值與(3)LIML的回歸值十分接近，故不存在弱工具變量。第三，對比三個內(nèi)生性檢驗?zāi)Ｐ停谢贒EDL的回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著抑制中國OFDI規(guī)模，與本文假設(shè)內(nèi)容相統(tǒng)一。因此，在控制潛在內(nèi)生問題的基礎(chǔ)上，數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平對中國OFDI規(guī)模的影響結(jié)果未受到較大干擾，原假設(shè)依然成立。

(2)穩(wěn)健性檢驗

采用分樣本回歸分析法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)WDI分類，將全樣本51個國家分為高收入、中高收入、中低收入和低收入四類不同收入水平的樣本，四類樣本國家數(shù)目分別為29個、10個、11個和1個，由于低收入國家樣本只有烏干達(dá)1國，為了保證實證結(jié)果的嚴(yán)密性，本文刪除低收入國家烏干達(dá)樣本，對其他三組(共50國)樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。通過對三組樣本進(jìn)行Hausman檢驗，評估方式均選定隨機(jī)效應(yīng)。結(jié)果顯示，高收入和中高收入國家數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL的回歸系數(shù)分別為-3.804、-4.988，均在99%的置信水平上顯著為負(fù)，但中低收入國家的DEDL回歸系數(shù)是5.335，且不顯著。

具體來看，一方面，高收入水平國家發(fā)展差距DEDL每增加1%，中國OFDI規(guī)模減小3.804%，比全樣本減少1.609%的規(guī)模還要大，更加凸顯了國家間數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距之大對中國OFDI的負(fù)面影響力度；中高收入國家的DEDL回歸系數(shù)為-4.988，比高收入國家略小，對中國OFDI的消極影響力度進(jìn)一步擴(kuò)大。這兩類國家的相同之處在于解釋變量DEDL均對中國OFDI產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，處于數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展上升階段的國家容易受到貿(mào)易政策的影響，阻礙了各國公平分配跨境數(shù)據(jù)帶來的經(jīng)濟(jì)收益，最終導(dǎo)致東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化問題凸顯。另一方面，中低收入國家的DEDL回歸系數(shù)為正，但結(jié)果并不顯著，說明收入水平較低的國家數(shù)字經(jīng)濟(jì)建設(shè)不足，數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平較大，其數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)，中國對其OFDI規(guī)模具有較大潛力。整體來看，在控制東道國ICT價格、相對制度質(zhì)量、距離成本等變量的情況下，從高收入水平國家到較高收入、較低收入水平國家，東道國數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異增大，導(dǎo)致中國OFDI阻力增大。顯而易見，此檢驗結(jié)論與全樣本的實證結(jié)論是一致的。

3 結(jié)語

本文基于2011—2020年中國OFDI增長較快的51個國家的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建測度國家間數(shù)字經(jīng)濟(jì)差異化水平DEDL的衡量指標(biāo)體系，建立拓展的投資引力模型，實證檢驗中國OFDI規(guī)模受各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響。研究結(jié)論如下：第一，在控制東道國ICT價格、相對制度質(zhì)量、距離成本等變量的情況下，各國數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的差異化問題會抑制其數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，阻礙中國OFDI規(guī)模的擴(kuò)大。第二，國家數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對中國OFDI存在顯著的促進(jìn)作用，其數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，中國對該國進(jìn)行OFDI的規(guī)模越大。因此，為了擴(kuò)大中國OFDI規(guī)模，本文提出以下政策建議：

一是立足我國產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀，推進(jìn)新時代數(shù)字基建布局。我國應(yīng)積極響應(yīng)《“十四五”數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃》的政策號召，加快5G網(wǎng)絡(luò)建設(shè)步伐，促進(jìn)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，滿足人們?nèi)找嬖鲩L的數(shù)字智能化生活需求，助力我國周邊落后國家或地區(qū)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

二是全面弘揚黨的十九大精神，高質(zhì)量共建“一帶一路”建設(shè)。聚焦“一帶一路”，我國應(yīng)充分考慮東道國數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的現(xiàn)狀，衡量其與數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高國家之間的差距，規(guī)避對外直接投資風(fēng)險，為中國企業(yè)“走出去”提供完備的安全保障。

三是重視國際規(guī)則，抓住新冠疫情帶來的發(fā)展機(jī)遇。數(shù)字經(jīng)濟(jì)將成為我國產(chǎn)業(yè)投資的高質(zhì)量軌道，我國應(yīng)建立健全對外投資合作促進(jìn)機(jī)制，不斷優(yōu)化對外投資合作發(fā)展環(huán)境，積極參與并引領(lǐng)全球數(shù)字治理議程，提高我國制定數(shù)字經(jīng)濟(jì)國際規(guī)則和標(biāo)準(zhǔn)的話語權(quán)，展現(xiàn)中國的大國責(zé)任與擔(dān)當(dāng)，推動國際經(jīng)濟(jì)治理新機(jī)制的形成。