李 斌，王婷婷

（湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，長沙 410079）

0 引言

國家“十二五”規(guī)劃強(qiáng)調(diào)，要實行“吸收外資和對外投資并重”的對外開放戰(zhàn)略，并要“做好海外投資環(huán)境研究，強(qiáng)化投資項目的科學(xué)評估”。隨著亞太地區(qū)合作和對外交流的不斷加深，東盟逐漸成為中國第三大貿(mào)易伙伴，研究東盟經(jīng)濟(jì)社會各個層面的因素與中國對外投資之間的關(guān)系，已經(jīng)成為中國對外貿(mào)易的重要課題之一。本文旨在研究東盟國家市場規(guī)模、自然資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、貿(mào)易聯(lián)系、教育水平、政治制度六種因素對中國對其直接投資額的影響，并采取系統(tǒng)廣義矩估計（System GMM）的方法，以便更全面細(xì)致的分析各因素的影響。

1 變量描述與理論假設(shè)

1.1 被解釋變量

OFDI流量和OFDI存量都可用于表示中國對外直接投資的情況。由于存量指標(biāo)主要反映對外直接投資的一個長期積累過程，不適于反映投資環(huán)境的變化情況，因此本文選擇中國對東盟的OFDI流量作為被解釋變量，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，樣本期為2003～2009年，數(shù)據(jù)來源《2009年中國對外直接投資公報》（見圖1）。

1.2 解釋變量

1.2.1 市場規(guī)模

東道國的市場規(guī)模是對外直接投資的重要因素。項本武（2009）研究表明東道國市場規(guī)模對中國在其投資具有顯著的負(fù)影響。本文假設(shè)：東道國市場規(guī)模與中國對其投資成反比。

本文選取GDP作為東道國市場規(guī)模的代理變量，數(shù)據(jù)來源于UNCTAD數(shù)據(jù)庫。其中印度尼西亞的GDP最高，越南近年來發(fā)展較快，而緬甸、柬埔寨、老撾GDP較少。

1.2.2 自然資源稟賦

隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，對資源的尋求與開發(fā)也變得日益迫切，獲取東道國的自然資源是對外直接投資的主要目的，一方面可以確保原料來源的穩(wěn)定性，另一方面可以滿足對國內(nèi)稀缺資源的需求，實現(xiàn)我國資源及能源供給的安全。本文假設(shè)：東道國的自然資源稟賦與中國對其投資成正比。

本文選取燃料、礦石和金屬出口額占商品出口總額的比例（RES）反映東道國的資源稟賦狀況，數(shù)據(jù)來源UNC-TAD數(shù)據(jù)庫。其中文萊約94%的商品出口都來源于資源，而其余九國這三種資源的出口額平均占比僅約18.8%。

1.2.3 基礎(chǔ)設(shè)施

東道國良好的基礎(chǔ)設(shè)施能夠為企業(yè)的投資提供必備的物質(zhì)技術(shù)條件。便捷的運(yùn)輸和通訊可以有效降低成本，提高生產(chǎn)效率。因此本文假設(shè)：東道國的基礎(chǔ)設(shè)施條件與中國對其直接投資成正比。

選取每百人固定電話和移動電話用戶數(shù)（PH）衡量東道國的基礎(chǔ)設(shè)施條件，數(shù)據(jù)來源《2010世界發(fā)展指標(biāo)》。其中新加坡通訊基礎(chǔ)設(shè)施條件最好，每百人擁有電話數(shù)達(dá)160部，越南的通訊設(shè)施發(fā)展最快，2009年比2003年增長了近10倍。

1.2.4 貿(mào)易聯(lián)系

FDI與貿(mào)易是相互補(bǔ)充的戰(zhàn)略，企業(yè)可以利用貿(mào)易所積累得到的東道國市場信息，對其進(jìn)行直接投資，以縮短直接投資所需耗費(fèi)在熟悉東道國市場方面的資源（Johanson,1997）。張宏（2009）實證發(fā)現(xiàn)東道國與中國貿(mào)易聯(lián)系對中國OFDI流量有正向影響。因此本文假設(shè)：兩國間的貿(mào)易聯(lián)系與中國對其直接投資成正比。

本文選取中國對東盟各國的出口額（EXP）反映兩國間的貿(mào)易聯(lián)系，數(shù)據(jù)來源歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。中國對新加坡的出口額近年達(dá)300億美元，領(lǐng)先于東盟其他國家。馬來西亞、印度尼西亞、泰國、菲律賓吸引中國的出口額依次降低，但都呈現(xiàn)逐年增長的趨勢。

1.2.5 教育水平

一國教育水平的高低可以反映其人力資本與技術(shù)水平的高低。教育水平較高的地區(qū)，勞動力素質(zhì)較高，從而生產(chǎn)效率較高，管理與技術(shù)較先進(jìn)，企業(yè)的盈利能力較強(qiáng)。中國對外直接投資可以彌補(bǔ)自身的競爭劣勢（Child,2005），并通過技術(shù)外溢效應(yīng)提高技術(shù)水平（賴明勇，2005）。因此本文假設(shè)：東道國的教育水平與中國對其直接投資成正比。

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取人類發(fā)展指數(shù)中的教育指數(shù)（EI）作為東道國教育水平的代理變量，數(shù)據(jù)來源歷年《Human Development Reports》。其中新加坡、文萊、馬來西亞的教育指數(shù)都超過0.7，教育水平較高。柬埔寨、越南、老撾、緬甸教育水平較為落后。

1.2.6 政治制度

一國的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)很大程度上取決于其政治、法律與制度環(huán)境。在同等條件下，一國政治局勢的動蕩、腐敗的盛行、法治的缺失等都會明顯降低其對外資的吸引力。韋軍亮（2009）研究表明東道國政治風(fēng)險對中國非金融類對外直接投資具有顯著的抑制效應(yīng)。本文假設(shè)：東道國的政治制度環(huán)境與中國對其直接投資成正比。

本文選取《全球治理指標(biāo)》中政治穩(wěn)定程度一項作為東道國政治制度的代理變量。其中政治穩(wěn)定程度指政府被違憲手段或暴力手段動搖或推翻的可能性，包括政治動機(jī)的暴力與恐怖主義，標(biāo)準(zhǔn)化之后的取值在-2.5到2.5之間，數(shù)值越大表明政治穩(wěn)定程度越高。新加坡、文萊取值較高，其次是越南和馬來西亞。其余六國取值均為負(fù)數(shù)，菲律賓政治穩(wěn)定程度最低。

2 模型建立與計量分析

2.1 模型設(shè)定

為了深入全面地考察中國對東盟直接投資的動態(tài)變化，本文還引入了滯后一期的因變量作為解釋變量之一。綜上所述，中國對東盟直接投資影響因素的動態(tài)面板模型如下：

其中i為橫截面，表示東盟十個國家；t為年份。度量的是各個橫截面單元的個體差異，為隨機(jī)擾動項。鑒于教育指數(shù)（EI）和政治穩(wěn)定程度（PS）兩項指標(biāo)都是經(jīng)過專業(yè)測算處理后得到的數(shù)據(jù)，模型中并沒有采取對數(shù)形式。此外有少數(shù)幾個OFDI流量的數(shù)據(jù)為負(fù)值，在取對數(shù)時會將此樣本值刪除，這對計量結(jié)果的影響不會太大。

變量的選取與數(shù)據(jù)來源如前文所述，各變量的描述性統(tǒng)計如表1。表1中數(shù)據(jù)顯示中國對東盟的直接投資規(guī)模不大；各解釋變量取值差距較大，東盟十國的投資環(huán)境有顯著差異。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

2.2 系統(tǒng)廣義矩估計及結(jié)果分析

本文使用Arellano、Bover(1995)和 Blundell、Bond(1998）提出的系統(tǒng)廣義矩模型（System GMM）估計方程。該方法允許隨機(jī)誤差項存在異方差和序列相關(guān)，可以通過修正誤差項的協(xié)方差矩陣來有效克服解釋變量的內(nèi)生性問題，有效地克服了解釋變量與被解釋變量之間存在的雙向因果關(guān)系，也控制了不可觀察的特定時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，所得的估計結(jié)果相對傳統(tǒng)方法更為穩(wěn)健。

鑒于本文為中小樣本，系統(tǒng)GMM選擇內(nèi)生變量的滯后項和外生變量作為工具變量，構(gòu)成標(biāo)準(zhǔn)一階差分方程組和水平方程組，再進(jìn)行回歸，以解決弱工具變量的問題，提高估計結(jié)果的有效性和一致性。并采用Sargon統(tǒng)計量來檢驗工具變量的有效性，AR(2)統(tǒng)計量來檢驗原模型一階差分后殘差不存在二階自相關(guān)。根據(jù)本文使用的模型以及研究目的，選取滯后兩期的被解釋變量，滯后一期的解釋變量GDP、RES、PH、EXP、EI以及解釋變量PS作為工具變量。估計結(jié)果見表2。

表2 系統(tǒng)廣義矩估計（System GMM）結(jié)果

Wald檢驗值為1043.86，反映出該模型的總體解釋力很強(qiáng)，Sargan檢驗結(jié)果表明模型不存在過度識別的問題，通過AR(1)、AR(2)指標(biāo)發(fā)現(xiàn)模型雖然存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)。因此，模型的設(shè)定是合理的。

根據(jù)表2的結(jié)果可知：除變量EI外，其余變量的系數(shù)均顯著。中國對東盟的直接投資與其滯后一期值、東盟國家的資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、我國對東盟的出口呈正相關(guān)，與東盟國家的市場規(guī)模、教育水平和政治制度呈負(fù)相關(guān)。該結(jié)果表面上與理論假設(shè)不符，現(xiàn)根據(jù)計量結(jié)果深入分析：

（1）變量GDP的估計系數(shù)為-1.25，且在1%的水平顯著。說明東道國的GDP每增加1%，中國對其直接投資將減少1.25%。這種顯著的負(fù)彈性關(guān)系，表明中國對東盟的直接投資并非市場導(dǎo)向型，這是由于中國與東盟地理位置相鄰并有著共同或相近的歷史文化背景，投資有較強(qiáng)的剛性。

（2）變量RES的估計系數(shù)為0.37，且在1%的水平顯著。表明東道國資源的出口比率每上升1%，將促使中國對其直接投資增加0.37%。這是因為東盟國家豐富的燃料、金屬和礦產(chǎn)資源對中國的直接投資具有較強(qiáng)的吸引力，中國對東盟的直接投資屬于資源尋求型。根據(jù)《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，2009年、2010年中國對東盟的直接投資流向采礦業(yè)的比重分別為17.3%和20.4%，位于各行業(yè)的前列。

（3）變量PH的估計系數(shù)為0.46，且在10%的水平顯著。表示東道國每百人電話用戶數(shù)增加1%，中國對其直接投資會增加0.46%。說明中國對東盟的直接投資趨向于基礎(chǔ)設(shè)施較為完善的國家。

（4）變量EXP的估計系數(shù)為1.05，且在1%的水平顯著。說明中國對東道國的出口每增加1%，中國對其直接投資將增加1.05%。由此看出中國對東盟的直接投資與對東盟國家的出口是互補(bǔ)的，出口將促進(jìn)對外直接投資，我國對東盟的直接投資具有出口創(chuàng)造型的特征。

（5）與預(yù)期不同，變量EI的估計結(jié)果為負(fù)，且不顯著。表明東道國的教育水平并不是中國對東盟直接投資的一個顯著影響因素。主要是因為中國對東盟的直接投資更看重的是當(dāng)?shù)剌^低的勞動力成本，而非高素質(zhì)的人力資本，數(shù)據(jù)顯示，科學(xué)研究/技術(shù)服務(wù)業(yè)和信息傳輸/軟件業(yè)投資分別只占總投資的1.4%、0.4%。中國對東盟的直接投資并不屬于技術(shù)尋求型。

（6）與預(yù)期不同，變量PS的估計結(jié)果為負(fù)，在10%的水平顯著。政治穩(wěn)定程度取值較高的地區(qū)，接受的中國對外直接投資卻較少。這說明政治制度因素對中國對東盟的直接投資的影響是顯著的。但可能因為東盟以發(fā)展中國家為主，經(jīng)濟(jì)的不發(fā)達(dá)致使政治不穩(wěn)定因素增多，相關(guān)制度的不完善導(dǎo)致制度質(zhì)量的偏低，所以結(jié)果呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)。

（7）滯后一期的對外直接投資額對當(dāng)期的投資額有顯著的正效應(yīng)，表明中國對東盟的直接投資存在集聚效應(yīng)，企業(yè)前一期的直接投資可通過“示范效應(yīng)”和“推動效應(yīng)”帶動相關(guān)企業(yè)的后續(xù)投資，便于降低投資風(fēng)險與成本，促進(jìn)企業(yè)的競爭與合作。

3 結(jié)論

本文的研究結(jié)果顯示：東盟國家的市場規(guī)模和政治穩(wěn)定程度對吸引我國的對外直接投資有顯著的負(fù)效應(yīng)，東盟國家的資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施和以出口衡量的雙邊貿(mào)易聯(lián)系會對中國在東盟的直接投資產(chǎn)生顯著的正影響，而東盟國家的教育水平與中國對外直接投資不具有顯著的相關(guān)性。因此，中國對東盟的直接投資主要是屬于資源尋求型的投資，包括對自然資源以及勞動力資源的尋求，基礎(chǔ)設(shè)施狀況會對其產(chǎn)生一定影響。

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