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新形势下我国OFDI影响因素的实证研究

范文

杨从智

[摘? ? 要] 在“一带一路”的背景下，我国对外直接投资迎来新一轮的快速增长。本文采用最小二乘法（OLS），利用2007-2017年的宏观经济数据，对我国对外直接投资的影响因素进行了多元回归分析和联合假设检验。研究表明，经济规模、贸易规模、经济结构、政府政策和本币汇率均会对我国对外直接投资产生显著影响。根据研究结果，本文提出建议以期促进我国对外直接投资的发展。

[关键词] 对外直接投资;内部张力因素;宏观经济;联合检验;实证研究

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2020. 01. 064

[中图分类号] F208? ? [文献标识码]? A? ? ? [文章编号]? 1673 - 0194（2020）01- 0156- 04

1? ? ? 引言与文献综述

2005年，国务院发布了促进非公有制经济发展的36条意见，明确提出允许民间投资进入法律法规未禁止的行业和领域。2006年，我国人均GDP首次突破2 000美元，中国经济实力有了较大提高，政府对投资尤其是民间投资的限制变得较为宽松，一大批企业以此为契机，利用所有权优势和内部化优势，推动了对外投资的迅速增长。2011年，我国人均GDP首次突破4 750美元。2013年，习近平主席提出“一带一路”倡议，依托雄厚的经济实力和良好的政策环境，对外投资由量的积累逐渐转变为质的提高，在保持投资规模稳定增长的同时，投资区域更趋广泛化、合理化，投资行业逐渐从低端技术部门转向高端技术、附加值部门。2016年，我国对外直接投资流量分别是美国、英国、德国、日本同水平时期的9.3倍、2.4倍、9.5倍、19.3倍，对外直接投资存量分别是是四国的11.2倍、1.9倍、13.5倍、24.4倍。2017年，中国对外直接投资流量1 246亿美元，位居世界第3;存量14 820亿美元，位居世界第8。在近十余年来对外投资由中高速增长到逐渐回归理性这一新形势的背后，促进中国对外直接投资的宏观有利条件有哪些，哪些因素影响中国对外的直接投资是本文研究的中心。

国外学者对发达国家对外直接投资的研究十分丰富，但对发展中国家尤其是中国的研究相对较少。国内学者对我国对外直接投资的研究大都集中于其对经济增长的促进作用，如生产要素配置效应、产业结构优化效应和就业效应;而涉及对外直接投资自身的影响因素，如区位选择时则以定性与规范研究为主，实证研究相对有限。乔慧超、沙文兵（2012）利用Panel Data 检验对中国对外直接投资的决定因素进行了实证研究，但只从对外直接投资东道国的国内环境即外部引力因素进行分析，而没有考虑投资国母国的内部环境即内部张力因素。张为付（2008）对对外直接投资的内部因素建立模型进行了回归分析，但其使用的是1996-2007年的数据，时效性不足，不能很好地反映我国对外直接投资影响因素的新变化，且其部分解释变量回归结果的显著性水平较低，解释作用较弱。邱信丰、赵琨婷（2008），黄梅波、李泽政（2018）对我国对外直接投资、民间投资和投资政策进行了系统性的分析，但均为定性和规范研究，而缺乏必要的实证研究支撑。José I. Galán， Javier González（2001）基于103个跨国公司的截面数据对国际投资进程中所有权因素、内部化因素和位置因素进行了实证分析，但因为其样本选择集中在经济高度发达地区，得出的结论对我国对外直接投资发展实际的借鉴意义不强。Friedrich Schneider，Bruno S Frey（1985）基于80个发展中国家的面板数据进行了实证分析，建立了包含政治与经济双重因素的计量模型，得出实际人均国民生产总值越高，国际收支逆差越低，吸引的外国直接投资就越多的结论，对我国对外直接投资具有很好的借鉴意义;但其在政治稳定性对投资影响的研究中得出的西方国家和国际组织的多边援助对投资具有刺激作用，而社会主义国家的援助则会产生负面影响这一结论在今天看来是片面的，也是与中国对外直接投资发展现实严重不符的，两位学者受时代局限性的影响，得出的部分结论对中国的普适性不是很强。

关于研究中国对外直接投资影响因素的现有文献在解释变量选取上，大都聚焦于某一具体的外部引力或环境支撑力因素，样本范围则限于某一具体的地区或某一类跨国公司，而对我国整体宏观领域对外直接投资影响因素的研究较为缺乏。本文借鉴现有文献的研究成果对新形势下中国对外直接投资影响因素进行实证研究，分析2007-2017年间的宏观经济数据，以期发现影响我国投资的内部张力因素，并对今后我国对外直接投资的发展提供政策建议。

2? ? ? 模型的估计方法与估计结果

2.1? ?模型的建立

鄧宁等人的理论研究和黄梅波等人的经验研究表明，影响一国对外直接投资发展的因素包括经济、政策和文化等方面，各种解释变量对对外直接投资规模这一因变量的影响方向和程度各不相同，但限于数据的可量化性、可获取性、时效性和我国对外直接投资发展的实际以及其他学者先前的研究结果，仅选择8个最具代表性的解释变量，建立如下的计量模型：

ln OFDI=β0+β1ln GDP+β2lnEXPORT+β3lnIMPORT+β4ln（ANTI-DUMPING）+β5lnTRCTURE+β6ln（EXCHANGE-RATE）+β7ln（IN-OUT-PERSON）+β8lnGOVERNMENT+u

其中，OFDI为对外直接投资规模，GDP为年经济规模，EXPORT为年出口规模，IMPORT为年进口规模，ANTI-DUMPING为出口产品年度遭遇反倾销数量，STRCTURE为民营经济（这里民营经济指除国有经济以外的内资经济，包括集体经济、私营经济、个体经济和股份制经济）占整个经济的比重，EXCHANGE-RATE为人民币对美元的汇率，IN-OUT-PERSON为年度出入境人次，GOVERNMENT为政府对对外直接投资的支持力度，βi（i=1，2，…，8）回归系数测量OFDI对各相关变量的弹性，u为随机误差项。

2.2? ?数据的选择

考虑到数据的时效性、完整性和可获取性，本文选取2007-2017年影响我国对外直接投资因素的指标，详见表1。其中：Y因变量：我国对外直接投资额（亿美元），数据来源：历年《中国对外直接投资统计公报》;自变量：X1：我国经济规模，数据来源：历年《中国统计年鉴》;X2：我国出口总额（亿美元），数据来源：历年《中国统计年鉴》;X3：我国进口总额（亿美元），数据来源：历年《中国统计年鉴》;X4：中国出口遭遇反倾销调查立案数量（件），数据来源：贸易救济信息网、商务部统计数据;X5：我国民营企业固定资产投资占全社会固定资产投资比重（%），数据来源：历年《中国统计年鉴》;X6：人民币对美元汇率，数据来源：外汇管理局统计数据整理所得;X7：我国出入境人员数量（万人），数据来源：公安部出入境管理局、国家移民管理局统计数据;X8：政策对对外直接投资的支持力度（以1995年为基期，默认初始值为1），数据来源：邱信丰《改革开放 40 年来我国民间投资政策演变、经济绩效与长效机制构建》一文中相关数据整理所得。

2.3? ?结果的分析

本文使用Stata 12.0统计软件对模型进行数据分析，为消除异方差的影响，首先对各指标取对数，再进行多元回归分析，分析结果详见表2、表3。

从回归的统计结果看，虽然个别变量的t统计量值并不显著，但这并不影响分析的结果，调整后的R2=0.946 999，拟合优度较高，说明回归方程拟合得很好。此外，回归方程的F统计量的概率Prob（F-statistic）=0.041 731<0.05，故在95%的置信水平下认为模型总体是显著的，这些变量可用来解释我国对外直接投资的变动情况。

（1）我国的经济规模对OFDI影响方向为正，弹性系数很大。我国GDP总量每增长1%，我国对外直接投资额平均增长9.99%。这说明当一国处于较高的经济发展水平时，它的对外直接投资规模往往也会很大，结论与主流经济学观点相符。根据英国经济学家邓宁的投资发展周期理论，我国自2007年以来先后经历了对外直接投资发展的三、四阶段（2011年进入第四阶段），随着人均GDP的增加，我国对外直接投资力度明显加强，对外直接投资净额呈现不断扩大的趋势。

（2）我国的年出口规模对OFDI影响方向为正，弹性系数较大。我国出口总额每增长1%，我国对外直接投资额平均增长4.50%。这说明产品和贸易出口规模的扩大有利于一国对外直接投资的增加，也印证了在国际收支平衡表中一国净出口与资金净流出往往呈现同方向同比例变动的结论。

（3）我国的年进口规模对OFDI影响方向为负，弹性系数较小。我国进口总额每增长1%，我国对外直接投资额平均下降0.894%。这说明产品和贸易的进口会对一国对外直接投资产生一定的阻碍作用，但影响较小且显著性水平不高。根据美国经济学家克鲁格曼的新贸易理论模型，进口不具有相对比较优势的产品会带来更大的效用和消费者剩余，因此通过建立关税壁垒等贸易保护政策人为减少进口以促进对外投资的做法是不可取的。

（4）我国的出口遭遇反倾销调查立案数量对OFDI影响方向为负，出口产品年度遭遇反倾销数量每增长1%，我国对外直接投资额平均下降1.01%，这说明别国的反倾销会对一国对外直接投资产生负面的影响。与国内学者张为付2008年的研究结果相比，10年来反倾销对我国OFDI的影响呈减弱趋势。虽然10年中对我国开展反倾销调查的国家、涉及的行业、金额和案件数量均不断上升，但我国的企业和政府也在WTO的法律框架下积极维护自身的合法权益，并在实际考验中不断提高了应对反倾销调查的能力。

（5）我国的民营经济占整个经济的比重对OFDI影响为正，弹性系数很大。民营企业固定资产投资占全社会固定资产投资比重每增长1%，我国对外直接投资额平均增长12.62%。这说明我国民营经济的发展对对外直接投资规模的扩大做出了很大的贡献，民营企业正逐渐成为我国对外投资的主力军。由于民营企业对价格的反应更为敏感，且其以追求利润最大化为目标，受到的行政约束相对较小，因此在对外直接投资上相比于国有经济往往更具优势。

（6）人民币汇率对OFDI影响为正，弹性系数较大。人民币对美元汇率每增长1%，我国对外直接投资额平均增长2.57%，这说明人民币的升值有利于我国对外投资规模的扩大。根据蒙代尔—弗莱明模型，自2005年我国实施盯住一篮子货币的中间汇率制度以来，在保持货币政策独立性的前提下，对固定汇率制的削弱将更有利于资本在国际间的自由流动。而人民幣汇率的升值降低了中国对外直接投资的相对成本，从而促进了中国对外直接投资额的增加。

（7）我国年度出入境人次对OFDI影响为正，弹性较小。我国出入境人员数量每增长1%，我国对外直接投资额平均增长0.80%。这说明跨国界的人员流动对对外直接投资有一定的促进作用，但效果较弱且并不显著。通过对相关数据的结构分析，我们发现约半数的出入境人员由游客构成，虽然国外游客在我国的消费有利于增加国民收入并间接影响对外投资，但我国游客的出国消费同样会对本国消费市场造成不利影响，而且刨除游客后，政府间的行政人员流动也占据了出入境人数相当大的比例，所以年度出入境人员中以经贸合作为目的的比例偏低，其对对外直接投资规模的影响也并不能够直接得出结论。

（8）我国政府的支持力度对OFDI影响为正，弹性较大。政策对对外直接投资的支持力度每增长1%，我国对外直接投资额平均增长3.34%。这说明我国政府的政策支持对于对外直接投资具有较强的促进作用，一方面表现在政府为投资主体创造良好的投资环境，破除体制机制障碍，另一方面则表现在政府部门和国有独资公司直接出资成立相关投资机构，为对外投资提供资金支持，如成立亚投行、丝路基金等。

3? ? ? 结论与对策建议

本文运用OLS方法，基于2007-2017年间我国宏观经济数据，就影响我国对外直接投资的因素进行了实证分析，通过联合假设检验证明了经济规模、贸易规模、经济结构、政府政策、本币汇率、反倾销调查和跨国人员流动均会对我国对外直接投资产生直接影响，且影响从总体来看是显著的，其中经济规模和经济结构的影响最大，其次是出口规模、政策支持力度和人民币汇率，反倾销数量与跨国人员流动量对对外直接投资的影响最小。

随着改革开放的全面深化，为使我国在对外直接投资上能够充分利用有利的宏观经济条件，在贸易保护主义逐渐抬头、全球化进程日益受到挑战的今天，更好地实施“走出去”战略，促进对外投资提质增效，本文在实证研究的基础上提出以下政策建议：

第一，大力发展经济，培育新的区域优势增长点。本文研究发现，我国GDP总量每增长1%，我国对外直接投资额平均增长9.99%，这表明对外直接投资的发展依赖本国经济体量的扩大。我国应不断扩大市场规模，提升经济发展质量，支撑企业竞争水平的提高，培育新的技术优势、规模优势、成本优势，打造新的对外投资增长点。

第二，坚持以市场为导向，打造民营企业对外直接投资主体地位。本文研究发现，民营企业固定资产投资占全社会固定资产投资比重每增长1%，我国对外直接投资额平均增长12.62%，这表明在经济利益的推动下，民营企业才是未来我国对外直接投资的主体。任何投资脱离市场的需求都是盲目的，而民营企业恰恰对市场价格与需求变动的反应最为敏感。因此，要毫不动摇地鼓励、支持和引导非公有制经济发展，构建多层次的投资主体网络，以市场为导向进行对外投资。

第三，将贸易与对外直接投资结合起来，以贸易带动直接投资。本文研究发现，我国出口总额每增长1%，我国对外直接投资额平均增长4.50%，这表明通过先前的贸易积累起来的资金、整合得到的投资信息和收集到的有效市场反馈有利于中国企业进一步对外直接投资。因此，中国企业在对投资东道国的国内市场环境缺乏了解的情况下，可以先拿出口開路，利用出口成本低、风险小、见效快的特点，为接下来的国际投资打下资金、市场和信息基础。

第四，加强政府引导，建立完善对外直接投资政策体系。本文研究发现，政府对对外直接投资的支持力度每增长1%，我国对外直接投资额平均增长3.34%，这表明政府的引导作用在我国对外直接投资规模扩张上扮演着重要角色。因此，在对外直接投资过程中，政府应正确引导企业，不断完善融资税收等咨询服务，并逐渐完善海外投资保障体系，对于由政治风险造成的损失，政府应给予适当的补偿。同时，还应完善对外直接投资的法律法规，保障良好、稳定的市场秩序，保障中国企业能够在海外市场公平参与竞争;完善审批制度，降低行政成本;减少寻租空间，降低制度性交易成本。

第五，扩大人民币国际影响力，利用“一带一路”拓展人民币国际化新空间。本文研究发现，人民币对美元汇率每增长1%，我国对外直接投资额平均增长2.57%，这表明中国对外直接投资对本币汇率水平较为敏感。因此，要在防范可能遇到的外汇风险的同时，利用人民币作为强势货币的优势加快投资，扩大人民币结算试点单位，加快实现人民币国际化进程。

主要参考文献

[1]José I. Galán， Javier González. Determinant Factors of Foreign Direct Investment：Some Empirical Evidence[J]. European Business Review，2001，13（5）：269-278.

[2]Friedrich Schneider，Bruno S Frey.Economic and Political Determinants of Foreign Direct Investment[J]. World Development，1985，13（2）：161-175.

[3]张为付. 影响我国企业对外直接投资因素研究[J]. 中国工业经济，2008，25（11）：130-140.

[4]乔慧超，沙文兵. 中国对东盟直接投资决定因素的实证研究——基于东盟十国的 Panel Data 检验[J]. 广西财经学院学报，2012，25（3）：1-6.

[5]黄梅波，李泽政. 中国对外直接投资40年：动因及模式[J].东南学术，2018，41（4）：80-92.

[6]邱信丰，赵琨婷. 改革开放40年来我国民间投资政策演变、经济绩效与长效机制构建[J]. 企业经济，2018，38（12）：64-73.

[6]赵长明.“一带一路”倡议实施中企业风险防控研究[J]. 哈尔滨师范大学社会科学学报，2018（1）： 75-79.

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