溫 磊

（中國人民大學財政金融學院，北京 100872）

一 引言

雖然中國的對外直接投資有了長足發(fā)展，但與中國的經(jīng)濟地位相比，對外直接投資的發(fā)展還是相對較落后。2011年中國對外直接投資的總流量為746.5億美元，比2010年增長8.5%。截至2011年底，中國在國外的對外直接投資企業(yè)有1.8萬家，廣泛分布于全球的177個國家或地區(qū)，2011年中國的對外直接投資存量4247.8億美元。2011年中國對外直接投資分別占全球當年流量、存量的4.4%和2%。2011年中國對外直接投資流量、存量分別為列全球國家（地區(qū)）排名的第6位、13位。本文借鑒已有研究成果的基礎上，對影響中國對外直接投資的因素做了進一步探討，最后為中國加速對外直接投資提出一些建議。

隨著中國經(jīng)濟規(guī)模的不斷擴大，海外自然資源的穩(wěn)定供給正成為一個日益關注的問題［1］。確保重要自然資源的穩(wěn)定供給成為中國積極尋求對外直接投資的重要推動因素（Ye，1992）［2］。Vernon［3］（1966）認為出口發(fā)展先于企業(yè)的國外生產(chǎn)，投資前的出口行為是市場風險最小化的途徑，出口是對外直接投資擴張的先期行為，直接投資是出口的后續(xù)活動，兩者是連續(xù)的，出口對于對外直接投資的促進作用，體現(xiàn)在出口可能最終會成為直接投資行為。Belderbos［4］等（1998）分析了日本在歐洲的直接投資，發(fā)現(xiàn)對外直接投資與出口間存在替代效應。Dunning［5］（1993）認為可以分為資源導向、市場導向、效率導向和戰(zhàn)略導向四種類型，把前兩種類型視為企業(yè)初始對外直接投資的主要原因，把后兩種類型看作為企業(yè)追加對外直接投資的主要原因，就是促進企業(yè)參與和推動區(qū)域一體化或全球經(jīng)濟一體化。Ellingsen等［6］（1999）指出對外直接投資是由于受到外來企業(yè)直接投資的威脅，其本土企業(yè)采取的策略性行為。Clegg和Scott（1999）［7］認為貨幣升值對本國對外直接投資有促進作用。

二 計量模型和數(shù)據(jù)說明

1.變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文實證研究了2003年1月1日-2010年12月31日中國30個省直轄市的面板數(shù)據(jù)。OFDI是對外直接投資，其數(shù)據(jù)來源:《2010年度中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;電力消費、出口、貿(mào)易、就業(yè)人員實際平均工資、實際人均GDP、人民幣兌美元匯率、居民消費價格指數(shù)和2008年開始的中國中央政府“四萬億”投資分別用 ELEC、EXP、TRADE、WAGE、PGDP、EXCH、CPI以及 PLAN來表示，數(shù)據(jù)來源于各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

國內(nèi)企業(yè)只有在感受到切身威脅時才會進行對外直接投資，在國內(nèi)企業(yè)做出對外直接投資決策和形成實際生產(chǎn)能力間存在時滯［8］，為此引入變量FDIt-1，其中t代表年，該變量的數(shù)據(jù)來源于各省市年度《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，各變量對數(shù)形式的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

2.面板數(shù)據(jù)模型

取對數(shù)后可去除宏變量的異方性，面板數(shù)據(jù)的性質(zhì)和相互關系也不會變化，

本文的面板數(shù)據(jù)模型設定為線性對數(shù)形式

其中i代表截面?zhèn)€體，表示中國的30個省市（西藏除外），t代表2003～2010年，α和 γ是常數(shù)項，ui為截面?zhèn)€體的固定效應，vit是隨機誤差項。各變量的預期符號如表2所示。

表2 變量預期符號

對于不同類型的面板數(shù)據(jù)，有三種計量方法分別為混合OLS、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE），建模時會有不同的側(cè)重點，至于究竟應該使用固定效應模型還是隨機效應模型，如果研究樣本是從總體隨機抽樣得到的，并且，預期利用模型解釋或推斷總體的統(tǒng)計性質(zhì)，則將模型設定為隨機效應模型合理，檢驗個體效應不顯著，可以采用混合OLS。在個體效應顯著的情況下，還需要在固定效應與隨機效應之間進行選擇。例如模型1.1，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計量為F（29，197）=5.03，拒絕原假設“個體效應ui等于零”在混合OLS與固定效應模型間，應選擇固定效應模型;其次，拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗的統(tǒng)計量為1 023.68，拒絕原假設“個體效應ui方差為零”，在混合OLS與隨機效應模型間，應選擇隨機效應模型。Hausman檢驗統(tǒng)計量為0.19，相伴概率為0.998，不能拒絕“隨機效應與固定效應的估計量沒有實質(zhì)性差異的”零假設，得知隨機效應更為有效，因此，本文將采用隨機效應模型進行估計。而對于隨機效應模型，Greene［9］（2000）指出采用可行廣義最小二乘法（FGLS）進行估計可減少估計誤差。

模型（1）、模型（2）的回歸結(jié)果如表3和表4所示。表3和表4的結(jié)果說明各省市的電力消費量與對外直接投資之間存在顯著的正向關系。雖然總體上來說，中國各地區(qū)有著豐富的自然資源，但中國人均資源占有量不到世界平均水平的一半，單位GDP能耗、物耗大大高于世界平均水平，并且隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，對能源等資源的需求日趨旺盛，資源的供需矛盾更加突出，因此尋求資源日益成為中國對外投資的一個重要動因。出口和貿(mào)易顯著地促進了對外直接投資。出口以及進出口貿(mào)易額增大，進口國企業(yè)在競爭中將面臨較大的沖擊，因此，進口國企業(yè)就會對政府施加壓力，尋求政府對出口國出臺相應的貿(mào)易保護政策。改革開放以來，中國的進出口貿(mào)易迅速發(fā)展，2010年中國的進出口總額為29 740.0億美元，其中，出口額為15 776.5億美元，進口額為13 962.4億美元，貿(mào)易順差達到了1 815.1億美元?？梢哉f，中國貿(mào)易順差的高企，是造成中國與其主要貿(mào)易伙伴之間頻繁發(fā)生貿(mào)易摩擦［10］，因此，歐盟和美國不斷對中國實施反傾銷、反補貼等措施，對中國的出口企業(yè)產(chǎn)生非常大的影響。面對主要貿(mào)易伙伴實施的貿(mào)易保護，可以采取利用對外直接投資，來降低貿(mào)易保護的負面影響。出口貿(mào)易額越大，企業(yè)越有可能對外直接投資。

表3 模型（1）估計結(jié)果

表4 模型（2）估計結(jié)果

續(xù)表4

模型 1.1、1.4、2.2、2.4 的結(jié)果顯示實際（就業(yè)人員）平均工資的增長正向顯著地影響了對外直接投資。2003年和2010年中國城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資分別為13 969元以及36 539元，2010年工資水平是2003年的2.6倍。工人工資水平的升高增加了國內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)成本，對于生產(chǎn)出口產(chǎn)品的國內(nèi)企業(yè)來說，如果國內(nèi)生產(chǎn)成本高于國外，它就會選擇通過對外直接投資方式在國外設廠生產(chǎn)，以降低生產(chǎn)成本以及運輸成本等，提高生產(chǎn)效率。

模型1.2、1.3、2.3結(jié)果顯示省市的人均 GDP與其對外直接投資存在顯著正相關關系。2010年中國的GDP總量為401 202.0億元，人均GDP為29 992元，以1:6.76（2010年人民幣兌美元匯率平均價）的匯率可分別折算為59 349.4億美元以及4 436.6美元，依照鄧寧的理論，中國的對外直接投資已經(jīng)處在第三階段。而中國東南沿海省份和直轄市如上海、北京、天津、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南的人均 GDP分別為11 254、11 234、10 798、6 266、7 817、7 650、5 921、6 081、6 618、2 991以及3 525美元，除了廣西和海南外，其它東部省市都進入了第四階段。經(jīng)濟發(fā)展為中國儲備了大量的外匯資金（2010年中國的外匯儲備額為28 473.38億美元），從而促進中國對外直接投資的發(fā)展。

由表3和表4可看出外商直接投資正向促進了對外直接投資，2003年和2010年中國實際利用外資額為561.40億美元、1 088.21億美元，2010年實際利用外資額是2003年的1.94倍。隨著中國吸引外商直接投資的迅猛增加，中國國內(nèi)企業(yè)面臨巨大的壓力，考慮到策略性型競爭的目的，國內(nèi)企業(yè)將會增加對外直接投資，這些地區(qū)的OFDI會隨著流入這些地區(qū)的FDI的增加而增加。但變量外商直接投資的系數(shù)在10%水平上并不顯著，這與（代中強，2008）的發(fā)現(xiàn)一致。主要的原因可能是由于“假外資”現(xiàn)象（內(nèi)資以對外直接投資形式流出，后又以外商直接投資形式進入國內(nèi)）造成的。

模型1.3、1.4結(jié)果顯示美元對人民幣匯率升高顯著負向影響了對外直接投資，因此，直接影響投資和收益的價值量是匯率變動，本文中主要以美元為單位來計量中國的對外直接投資，美元兌人民幣匯率水平升高導致中國對外直接投資成本的增加。

模型1.1、1.2、2.2-2.5結(jié)果說明通貨膨脹與“四萬億”投資顯著促進了對外直接投資的發(fā)展。在通貨膨脹的情況下，國內(nèi)工人的貨幣工資會增加，同時原材料價格也會上漲，造成國內(nèi)投資成本上升，利潤減少。通貨膨脹阻礙了國內(nèi)投資，推動了以尋求較低生產(chǎn)成本為動機的對外直接投資。而對于2008年的“四萬億”投資，隨著一攬子計劃的貫徹落實，2009年前三季度，GDP同比增長7.7%，社會消費品零售總額同比增長15.1%，扣除價格因素，實際增長17%，比上年同期加快2.8個百分點。2009年1-9月，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入1.297萬元，同比增長9.3%，扣除價格因素，實際增長10.5%。農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入4 307元，比上年同期增長8.5%，扣除價格因素，實際增長9.2%。

三 結(jié)論

本文研究結(jié)果表明:中國對外直接投資與國內(nèi)省份及直轄市的電力消費是正向關系，說明電力消費上升將正向影響著中國對外直接投資，表明中國對外直接投資具有能源型趨勢的特點，特別是近幾年中國經(jīng)濟的高速發(fā)展，中國對外海外能源的依賴程度越來越大，尋求海外能源的穩(wěn)定供應，已經(jīng)成為中國對外直接投資的最為重要驅(qū)動力;實證結(jié)果顯示，中國的對外直接投資與其出口及貿(mào)易的增長關系是顯著正向關系。勞動力成本、通貨膨脹的正向影響，說明了中國對外直接投資有效率導向型特點;美元兌人民幣匯率升高負向影響了對外直接投資，政府投資政策顯著促進了對外直接投資。

最后要提及的是中國對外直接投資的發(fā)展是一個動態(tài)的過程，而確保海外能源的穩(wěn)定供應，將是中國對外直接投資的重點產(chǎn)業(yè)，也是影響中國對外直接投資的重要原因，也是中國發(fā)展自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略之一。從歐美發(fā)達國家對外直接投資的發(fā)展過程看，都經(jīng)歷從資源型投資到制造業(yè)投資，再到第三產(chǎn)業(yè)為主的投資，因此，基于中國實際情況，中國的對外直接投資還處在快速發(fā)展階段，目前，中國的對外直接投資已經(jīng)經(jīng)歷了從資源型開發(fā)到加工貿(mào)易的過程，正逐步轉(zhuǎn)型為投資科技與服務為主的投資，政策上為了更好地發(fā)揮中國對外直接投資的作用，中國政府應充分考慮影響中國對外直接投資的決定因素，采取制定相應的鼓勵、扶持政策，可以說政府在對外直接投資發(fā)展中扮演著十分重要的作用。

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