东道国特征与中国对外直接投资的实证研究①，本文主要内容关键词为：东道国论文,直接投资论文,中国对外论文,特征论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号F125.5文献标识码A
自20世纪90年代后期以来，对外直接投资(FDI流出)已经取代国际贸易成为国际经济一体化的主要力量(World Investment Report 2001)。改革开放以来，中国对外直接投资有了长足进展，据商务部统计，从流量来看，1982年只有0.44亿美元，1992年达到40亿美元，2007年达到265.1亿美元，2008年达到521.5亿美元；从存量来看，截至2007年末，中国对外直接投资存量为1179.1亿美元。然而，与全球FDI流出的相对规模相比，中国FDI流出规模非常小，《World Investment Report 2008》统计显示，截至2007年末，全球FDI流出存量为156023.39亿美元，占全球GDP的比例为28.9％，中国相应比例为3.0％，不仅远远低于全球平均水平，也低于发展中国家16.5％的平均水平。不仅如此，中国FDI流出规模也远远小于中国FDI流入规模，商务部统计显示，2008年，FDI流入流量为923.95亿美元，截至2007年末，FDI流入存量为7907.47亿美元，中国FDI流出与流入的差额是当前国际收支失衡中资本项目盈余的主要来源。国际收支失衡所带来的巨额的外汇储备(截至2008年底达到1.95万亿美元)增强了中国的综合国力、国际支付能力和抗风险能力，但持有如此巨额的外汇储备，不仅成本巨大，而且这种外部失衡会对国内经济造成强大冲击，助长国内经济结构的扭曲。对外直接投资是有效利用外汇资源，从而减轻巨额外汇储备对国内经济冲击的重要途径。同时，面对滚滚而来的外商直接投资，在未来，中国可能陷入一种为支付外商投资收益而出口的尴尬局面，对未来的国际收支带来一定隐患(余永定，1997、2003)。如果我国在国外的投资收益很大，以致能抵消在华外资收益的汇出，那也就不会存在发生收支危机的隐患。此外，通过对外直接投资，可以开拓国外市场，带动国内出口；利用全球要素价格差异，增强本国经济竞争力；促进国内经济结构的升级与优化。总之，促进中国对外直接投资不仅是当前实现国际收支平衡的现实选择，而且是全球化背景下中国统筹国内外经济发展的战略选择，因此，受到政府和学术界的高度重视。哪些因素影响和决定了中国在不同东道国的直接投资流量的变化？与发达国家对外直接投资规律有何异同？中国对外直接投资在东道国是否具有动态连续性？进一步促进中国对外直接投资的着力点在哪里？这些都是我们迫切需要考虑的问题。本文基于中国对外直接投资的实际，通过对现存文献中有关研究FDI决定因素的模型及其估计方法进行改进和扩展，揭示东道国宏观经济特征、双边贸易联系对中国FDI流出的影响，揭示中国FDI流出的动态效应。
国外学者对FDI的影响因素进行了深入的研究。Tsai(1994)基于联立方程模型，对20世纪70年代和80年代发展中国家对外直接投资的研究发现，东道国市场规模对FDI流动非常重要，母国贸易盈余对FDI显著负相关，FDI流量随东道国名义工资的递增而递减。Loree和Guisinger(1995)对美国1997和1982年对发达国家和发展中国家的直接投资的横截面数据的研究表明，只有当制度因素在所有东道国地区具有重要决定作用时，发达东道国的政策因素才具有显著影响。随着面板数据模型的发展，近期的研究主要使用面板数据模型研究FDI的决定因素。Garibaldi等(2001)使用26个转型国家1990-1999年的跨国面板数据模型的研究表明，市场规模、财政赤字、通胀水平、汇率管制、贸易开放度、自然资源可得性、经济结构调整及投资壁垒等一系列变量对FDI的影响均具有预期的符号且统计上显著。Nunnenkamp和Spatz(2002)使用28个发展中国家1987-2000年对外直接投资的面板数据模型的研究表明，在FDI流动与东道国人均GNP、风险因素、贸易限制、教育年限、成本因素之间存在显著的相关，而与东道国人口、GNP增长率、公司进入限制及技术管制不存在显著相关。Campos和Kinoshita(2003)使用25个转型国家1990-1998年FDI的面板数据模型，表明FDI受东道国经济聚集、市场规模、低劳动成本及丰富自然资源的影响，除此之外，正常的制度、贸易开放度及对FDI流动的低限制也具有显著影响。Nonnemberg和Mendon
a(2004)使用1975-2000年流向38个发展中国家的FDI数据，建立面板数据模型：
其中，x′=[GDP，SCHOOL，G5GDP，OPENNESS，INFLATION，RISK，ENERCON]′。Nonnemberg和Mendona(2004)对模型(1)分别进行固定效应和随机效应回归分析，结果表明，东道国教育水平、经济开放度、国家风险及通胀水平、平均经济增长率与FDI流入相关。将面板数据模型引入FDI决定因素的研究体现了计量方法论的进步，但进一步考察模型(1)不难发现，这一模型是站在东道国的立场，以流入该东道国的外商直接投资作为因变量，其隐含的假定为，来自不同母国的FDI同受东道国相关因素的相同影响，这一假定忽略了不同来源国的FDI的异质性，而Loree和Guisinger(1995)使用来自同一母国的FDI流出数据来检验东道国因素的影响，思想更为可取。此外，模型(1)为静态面板模型，没有考虑FDI的动态效应，不能刻画母国FDI在东道国的动态连续性，因此有必要引入动态面板模型方法来弥补这一缺陷。
国内学者程惠芳、阮翔(2004)基于引力模型，使用1995、2000、2002年与中国有国际直接投资关系的32个国家的数据进行横截面回归，发现投资国与东道国的经济规模总和、人均国民收入水平及双边贸易量与两国间的国际直接投资流量呈正相关，投资国与东道国的经济规模和经济水平越相似，两国之间的国际直接投资流量越大。项本武(2005)使用固定效应面板模型对中国对外直接投资决定因素进行了初步检验，但由于数据的可得性原因，其样本较小。李辉(2007)基于静态面板模型，使用1980-2004年55个国家和地区的面板数据，对一个国家或地区对外直接投资的各种影响因素进行检验，发现母国人均GDP、出口、结构因素、全球总需求、全球贸易总量对母国对外投资具有显著影响。国内这些已有研究都没有考虑到动态效应。
本文将根据中国对外直接投资的背景对现有文献进行扩展和改进，建立中国对外直接投资决定因素的跨国动态面板模型，使用GMM估计方法，揭示东道国宏观经济特征、双边贸易联系对中国FDI的影响及中国对外直接投资的动态效应。
一、中国对外直接投资影响因素的动态面板模型设定
1.中国对外直接投资影响因素的理论分析
经典的对外直接投资理论非常关注东道国宏观经济特征，如东道国市场规模、东道国工资水平，以及双边贸易联系、双边汇率水平等因素对一个国家或地区境外直接投资区位分布的影响。
Dunning(1980)、Porter(1990)等研究认为，东道国市场规模是FDI的重要决定因素。Dunning的折衷理论是解释跨国公司国际化生产决策的较为完备的理论。依据其理论，一个跨国公司只有在拥有三种优势的条件下，才从事对外直接投资，这就是所有权优势、内部化优势、区位优势。而区位优势是指海外区位必须提供特定优势，使得其市场比国内市场和其他海外市场利润更丰厚。这些特定优势最重要的是东道国的市场规模和特性。Krugman所倡导的新贸易理论也认为，在一个不完全竞争的世界，贸易和投资由源于聚集效应的外部经济和源于内部能力的内部经济所驱动。所谓外部规模经济，取决于市场规模的大小。为此，我们将检验东道国市场规模对中国FDI流出是否具有显著影响，如果有，其影响程度如何。
区位理论和新古典贸易理论认为，劳动工资差异是FDI的一个重要决定因素(Weber，1929)。新劳动国际分工理论也强调跨国公司的成本最小化战略(Frobel等，1980)。新古典贸易理论运用于分析国际投资时，表明FDI流动也受要素投资回报率的不同所影响。资本不断从母国流向东道国直到生产成本或投资回报率在两国间相等。资本和劳动被假定为可以替代，当劳动成本较高时导致更多的使用资本。这种交互作用导致只有工资水平相等时，资本回报率相等。Dunning的折衷理论认为，以劳动成本为主要组成部分的生产成本，也是区位优势的重要内容，较低的工资水平使得向该市场的投资比在国内市场投资或其他外国市场投资盈利水平更高。从理论上来看，效率寻求型的中国对外直接投资可以利用东道国的低生产成本来获利。为此，我们将检验东道国工资水平对中国FDI流出是否具有显著影响，如果有，其影响程度如何。
Vernon(1966)的模型认为，出口的发展先于国外生产，投资前的出口发展可以作为市场风险最小化的途径。Johanson和Vahnle(1997)认为，FDI与贸易是互相补充的战略，因为跨国公司对东道国市场的占领，可以通过出口或者FDI分别进行，也可以通过二者结合来完成。在一个连续过程，跨国公司利用通过先前贸易积累起来的东道国市场知识，在东道国进行投资。对东道国的出口也是先前双边贸易联系及经济联系的良好指示器，这些联系包括如双边贸易与投资协议及相似的政治经济架构等一般因素，也包括公司通过先前出口积累起来的东道国市场知识等公司特定因素。Leichnko和Erickson(1997)认为，FDI与出口之间存在一种因果关系，因为对东道国市场进入的一种模式是另一种模式的必须过程。为此，我们将检验以出口度量的双边贸易联系对中国FDI流出是否具有显著影响，如果有，其影响程度如何。
Aliber(1983)认为，国际投资从货币相对强势国家流向货币相对弱势国家，主要因为强势货币的价值和购买力的优势。这也反映了母国的资本成本。若购买土地、机器设备的生产成本，母国比东道国高，则以有效汇率计，东道国的货币被低估，公司就有动机去资本化其母国货币的强势，将生产部署在汇率低估的东道国。自东南亚金融危机以来，人民币坚持不贬值；在近年巨额外汇储备压力下，人民币日趋长期升值，形成了中国企业大力对外直接投资的货币优势。可以预期，如果东道国货币相对于人民币价值越高，那么人民币在东道国的购买力越弱，从而中国对其直接投资越少；相反，若东道国货币相对于人民币价值越低，那么人民币在东道国的购买力越强，从而中国对东道国的直接投资越多。为此，我们将检验双边汇率对中国FDI流出是否具有显著影响，如果有，其影响程度如何。
2.面板变量的定义与动态面板模型的设定
本文以中国对各东道国各年的对外直接投资流量为因变量。实证研究中对FDI的界定和测度各不相同，有的使用FDI流出存量(Milner和Penecost，1996)，有的使用FDI流入流量(Yang等，2000)，有的使用流向特定东道国与其他东道国FDI的比率(Zhang，2000)。使用年度FDI流出流量由于没有滞后，从而能更有效地刻画当期的经济状况的发展和变化。由于中国目前还没有公布行业细分的对外直接投资数据，因此，出于数据的可获得性考虑，本研究使用非金融业的中国对外直接投资的加总数据。按照中国在样本期内对东道国有连续投资以确保数据完整性的原则，我们使用的样本为2000-2007年中国对50个国家或地区的对外直接投资流量，共400个观测值(见表1)。本研究使用解释变量如下：
东道国真实GDP用来作为测度东道国市场规模的代理变量。真实GDP既包括了东道国的经济规模，也反映了东道国的人口规模，因此，是对东道国购买力的一个较好的测度。使用这一变量与Mcleod和Gruben(1998)、Wang和Swain(1995)等人的研究相同。
人均国民收入(GNIP)本来常常作为对一个国家消费者富裕程度的测量，但它同时也是对东道国工资水平的间接测度。使用这一变量作为工资水平的代理变量与Globerman和Shapiro(2002)的研究相同。
出口作为双边贸易联系的代理变量，反映两国既有的经济联系，也反映中国产品在东道国市场的竞争力。使用这一变量与Barrell和Pain(1999)、Haq(2001)的研究相同。
双边汇率是影响中国对外直接投资的货币因素，也是双边贸易联系的一个指示器。我们利用样本期间东道国货币对美元的PPP平价汇率及美元对人民币的PPP平价汇率来计算各东道国货币对人民币的汇率，汇率使用间接标价法，汇率上升表明人民币相对东道国货币的升值。平价汇率在一定程度上把一国货币的对内价值(物价水平)与对外价值(汇率)联系起来，指出了汇率所代表的两国货币价值的对比关系，具有广泛的适用性。汇率变量的引入与Summary和Summary(1995)、Hasnat(1999)的研究相同(各变量数据来源及描述统计见表2及表3)。
此外，在东道国的已有直接投资是未来进一步投资的驱动因素，原因在于，随着国内企业在东道国市场积累起来的投资经验，有利于该企业在东道国的进一步投资，同时，随着该企业在东道国的投资经验被更多的国内企业分享，则有利于国内更多的企业在该东道国的直接投资。考虑到境外投资的延续性及动态效应，我们引入滞后一期的因变量作为解释变量之一。这样，中国境外投资区位分布影响因素的动态面板模型设定为：
由于使用双对数模型，一方面，消除了量纲；另一方面，其经济含义颇为直观：δ测度前一期FDI对当期FDI的弹性，若δ＞0，则表明对东道国的FDI具有动态连续性；若δ＜0，则表明前期FDI对当期FDI具有阻滞效应。诸β分别测度中国对外直接投资的汇率弹性、出口弹性、东道国市场规模弹性及东道国工资水平弹性。取对数后，各变量数据如图1。
二、动态面板模型的估计方法及估计结果
1.动态面板模型的估计方法
我们用工具变量矩阵左乘模型(5),得到:
对于本文使用的模型(2)来说，由于东道国的真实GDP及人均国民收入，中国对东道国的出口及双边汇率均不受中国对东道国直接投资的影响，这些解释变量均可视为前定变量，因此，我们使用的式(10)的工具变量，即使用滞后两期的因变量及所有自变量作为工具变量来估计我们的参数δ，β′。
2.动态面板模型的估计结果及其检验
我们运用GMM估计法对动态面板模型(2)进行估计，通过差分转换消除了横截面个体效应，选择White时期矩阵作为加权矩阵，选择两步法(2-step)计算系数估计量，结果见表4。
检验结果中的J统计量实际是基于GMM目标函数值和矩条件约束个数的Sargan检验，该检验的零假设是过度识别的约束是有效的，其分布为x(p-k)，其中k是估计系数的个数，p是工具变量的个数。我们计算的J统计量的相伴概率表明，模型(3)过度识别的矩条件(超过待估参数个数的矩约束)对于参数识别是有效的。如表1(工具变量中年份虚拟变量的系数和T值省略)所示，变量LNFDI(-1)和LNGNIP的系数不显著，LNRGDP和LNEXPO两变量的系数均在5％的显著性水平上显著，LNEXCH的系数在10％的显著性水平上显著。
以人均GNI测度的东道国工资水平对中国在东道国的投资的影响并不显著。这一结果反映了中国对外直接投资中资源寻求型多于效率寻求型这一基本特征。制造业是使用劳动力最多的行业，因而其利润是对工资水平最为敏感的行业，应该是效率寻求的主要行业。然而，从截至2007年末中国FDI流出存量来看，制造业存量为95.4亿美元，只占存量的8.1％，而商务服务业、批发和零售业、金融业、采矿业、交通运输及仓储和邮政业合计约占到存量的80％。
以真实GDP测度的东道国市场规模对中国在东道国的投资具有显著的负影响。在同样以真实GDP为解释变量的Bajo-Rubia和Sosvilla(1994)、Mcleod和Gruben(1998)、Wang和Swain(1995)等早期研究，均表明东道国市场是FDI的一个正的显著因素，本文的结果与这些研究结论及理论预期相反，但与Summary和Summary(1995)对发展中国家的研究结论一致，也与Markusen和Maskus(1999)、Lipsey(2000)、Hanson，Mataloni和Slaughter(2001)结论一致。它也反映了目前中国对外直接投资大部分集中在市场规模较小的发展中国家和地区的现实。截至2007年末，中国在亚洲地区的投资存量为792.2亿美元，占总存量的67.2％，在拉丁美洲的存量为247亿美元，占总存量的20.9％。一般来说，如欧盟、美国、日本等发达国家和地区的市场规模更大，但当地公司竞争力很强，加之跨国公司争相进入，从而竞争更加激烈，而中国企业在这些市场竞争力有限，因而对中国企业来说，这些大市场存在进入障碍，从而投资规模与东道国市场规模不成比例。
中国对东道国的出口对中国在东道国的投资具有显著的正影响，而且弹性较大。这一结果与Gross和Trevino(1996)、Grossman和Helpman(1989)、Helpman和Krugman(1986)、Leichenko和Erickson(1999)、Pfaffermayr(1994)等研究一致。这一结果与理论所揭示的出口常常是对外直接投资先导的预期一致，它反映了中国企业的国际化战略仍然遵循着从出口到直接投资的演化过程，即中国从事大量出口生产的企业随着出口活动的增加，会在海外建立自己的产品销售子公司，最后，当市场条件成熟后，企业会开始进行海外直接投资，建立海外生产制造基地。但与Haq(2002)研究所得到的美国对外直接投资的出口弹性为1.082相比，中国的对外直接投资的出口弹性为3.533，表明中国企业出口对FDI的拉动作用相当大。
人民币对东道国的汇率对中国在东道国的直接投资具有显著而且较大的正影响，人民币相对于东道国货币每升值一个百分点，中国对东道国的投资会增加5.818个百分点，这个结果与Gross和Trevino(1996)、Hasnat(1999)、Summary和Summary(1995)、Garibaldi等(2001)等研究结论一致。但与Hasnat(1999)表明东道国币值的一个百分点的减少导致美国FDI的0.25个百分点的增加的结论比较，我们得到的结果反映了中国对外直接投资对双边汇率变动更为敏感。
滞后一期的FDI对当期的FDI的影响并不显著，表明中国对东道国的直接投资缺乏连续性。虽然样本期间中国对外直接投资是增长趋势，但在不同东道国却并没有表现出这一趋势。一个可能的解释是，中国对外投资企业可能在东道国的竞争力不是太强，因此，其赢利能力较差，从而缺乏带动进一步投资的拉力；另一个可能的解释是，国内企业在对外直接投资时，各自为战，不能分享在东道国市场的投资经验，因而未能形成在东道国投资的规模效应。这是本文的一个重要结论，以前的研究很少关注对外直接投资的动态效应。
进一步，为评价模型估计结果，我们对估计的模型进行诊断，其方法是检验所估计的面板残差的平稳性。我们应用Levin，Lin和Chu(2002)检验、Im，Pesaran和Shin(1997、2003)检验及Maddala和Wu(1999)提出的Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验，进行面板残差的平稳性检验。表5为模型(2)的面板残差检验结果。
从表5可知，所估计的模型(2)的面板残差在1％的显著性水平下具有平稳性。
至此，基于估计和诊断结果，可以认为，本文所估计的动态面板数据基本准确地提示了我国境外投资的动态效应及东道国特征、双边贸易联系及双边汇率水平对中国在东道国的直接投资的影响。
三、结论与政策建议
本文通过设定动态面板模型，使用GMM估计方法，检验了中国对外直接投资的动态效应及东道国特征、双边贸易联系及双边汇率水平对中国在东道国的直接投资的影响。由此，得到的主要结论及相应的政策建议可概述如下：
第一，中国对东道国的直接投资缺乏连续性，表明中国FDI在东道国市场赢利能力有限，不足以拉动进一步在该市场的投资，而且企业间不能分享东道国市场的投资经验，从而没有形成在东道国投资的规模效应。因此，从战略角度来讲，着力提升中国在东道国已有投资的赢利性，并大力鼓励国内企业分享东道国市场经验，是促进中国在东道国投资大规模增长的一个重要努力方向。
第二，东道国市场规模对中国在东道国的投资具有显著的负影响，表明中国对外投资企业在市场规模较大的发达国家缺乏较强的竞争力，因而大多将投资集中于亚洲、拉丁美洲这些市场规模较小的国家和地区。因此，大力鼓励中国企业在提升自身国际竞争力的基础上，积极向市场规模较大的发达国家或地区投资，从而充分利用其大市场的规模经济优势，也是一个值得关注的努力方向。东道国工资水平对中国在东道国的投资的影响并不显著，表明中国对外直接投资较少源于效率寻求的考虑，从而对东道国的工资水平并不敏感。因此，鼓励更多的制造业企业走出去，可以利用全球要素价格差异，增强本国经济竞争力，促进国内经济结构的升级与优化。
第三，以出口衡量的双边贸易联系对中国在东道国的投资具有显著的正影响，表明中国企业出口对境外投资的拉动作用相当大。因此，大力鼓励国内一些出口有竞争力的行业与企业进行对外直接投资是一个现实的努力方向，它不仅可以将国内大量的过剩生产能力转移到国外，绕开各种贸易的和非贸易的壁垒，而且在东道国的生产更利于开拓当地市场。
第四，中国对外直接投资对双边汇率水平的变动相当敏感，表明中国对外投资企业善于利用人民币作为强势货币的利益。因此，在当前人民币升值压力不断加大的情况下，鼓励有条件的企业对外直接投资不仅有利于释放人民币升值压力，而且可以资本化人民币作为强势货币的利益。
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