李洪英, 李京文, 劉文麗

(1. 北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)管學(xué)院, 北京　100124; 2. 河北科技大學(xué) 經(jīng)管學(xué)院, 河北 石家莊　050018)

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中國(guó)外商投資影響對(duì)外投資的地區(qū)差異及門(mén)檻效應(yīng)

李洪英1,2, 李京文1, 劉文麗1

(1. 北京工業(yè)大學(xué) 經(jīng)管學(xué)院, 北京100124; 2. 河北科技大學(xué) 經(jīng)管學(xué)院, 河北 石家莊050018)

摘要:以2003—2013年中國(guó)31個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)為樣本,利用計(jì)量方程驗(yàn)證了IFDI對(duì)OFDI的影響具有地區(qū)差異性;運(yùn)用門(mén)檻模型發(fā)現(xiàn)IFDI對(duì)OFDI的影響存在門(mén)檻效應(yīng),且影響因素IFDI規(guī)模、人均GDP和人均出口都具有雙重門(mén)檻。研究結(jié)果表明:IFDI對(duì)OFDI的影響作用,以全國(guó)數(shù)據(jù)為樣本并不明顯,而以區(qū)域數(shù)據(jù)為樣本則表現(xiàn)為差異性較大的促進(jìn)作用,且中部地區(qū)作用最大,東部次之,西部最小。運(yùn)用雙重門(mén)檻模型發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)IFDI規(guī)模、人均出口適中,人均GDP較高時(shí),IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用才會(huì)最大。據(jù)此提出了有利于中國(guó)“引進(jìn)來(lái)”促進(jìn)“走出去”的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞:外商直接投資; 對(duì)外直接投資; 地區(qū)差異; 門(mén)檻效應(yīng)

一、 問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放以來(lái),中國(guó)經(jīng)濟(jì)走出了具有特色的開(kāi)放型道路,實(shí)施了從“引進(jìn)來(lái)”到“走出去”的國(guó)家戰(zhàn)略。截止到2014年底,中國(guó)成為了世界第一吸引外資國(guó)和第三對(duì)外投資國(guó)。當(dāng)前中國(guó)的國(guó)際投資面臨著新的形勢(shì)：一是中國(guó)吸引外商直接投資(inward foreign direct investment,簡(jiǎn)稱(chēng)IFDI)進(jìn)入了2.0時(shí)代。外商直接投資受中國(guó)土地價(jià)格、勞動(dòng)力成本及環(huán)境污染限制等影響,其投資結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化。二是中國(guó)對(duì)外直接投資(outward foreign direct investment,簡(jiǎn)稱(chēng)OFDI)進(jìn)入了新的時(shí)期,其流量已經(jīng)接近并且未來(lái)幾年肯定會(huì)超越外商直接投資。中國(guó)資金充裕了,企業(yè)走了出去,我們未來(lái)將如何對(duì)待外資,外資是否還有作用?三是中國(guó)“一帶一路”國(guó)家戰(zhàn)略正在緊鑼密鼓地實(shí)施,與沿線國(guó)家的雙向投資頻繁進(jìn)行,理清外商投資與對(duì)外投資的關(guān)系至關(guān)重要。四是我國(guó)的“引進(jìn)來(lái)”和“走出去”國(guó)家戰(zhàn)略已經(jīng)取得了很大成績(jī),未來(lái)如何調(diào)整使其更加協(xié)調(diào)發(fā)展很值得關(guān)注。因此,要回答和理清這些問(wèn)題,需要我們深層次地探索中國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展是否受外商直接投資影響,若存在影響,這種影響是否具有區(qū)域差異性及其產(chǎn)生的原因是什么?

二、 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于IFDI對(duì)OFDI的影響,國(guó)內(nèi)外研究成果較少。在理論上,尹應(yīng)凱(2002)認(rèn)為IFDI是OFDI的重要基礎(chǔ),發(fā)展中國(guó)家吸收IFDI可以解決“儲(chǔ)蓄、外匯雙缺口”瓶頸,外商投資的技術(shù)外溢和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)能夠促進(jìn)本土企業(yè)對(duì)外投資能力的形成[1]。Dunning(1981)的投資發(fā)展路徑理論(IDP)闡述了一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與凈OFDI的關(guān)系,從邏輯上認(rèn)為吸收IFDI可以提高東道國(guó)人均國(guó)民收入,加速其OFDI的發(fā)展[2]。關(guān)于IFDI影響OFDI的機(jī)制,陳濤濤等(2015)認(rèn)為IFDI通過(guò)直接影響、溢出效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)等影響目標(biāo)國(guó)特定產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境,而受到影響的該環(huán)境培育了本土企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力和對(duì)外投資所有權(quán)優(yōu)勢(shì),從而促進(jìn)了OFDI的發(fā)展[3]。在實(shí)證上,對(duì)于中國(guó)IFDI與OFDI的關(guān)系研究多是采用時(shí)間序列的協(xié)整分析技術(shù)。萬(wàn)麗娟等(2007)認(rèn)為兩者之間不存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系[4];陳濤濤等(2011)通過(guò)實(shí)證得出IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用不明顯[5];肖光恩(2010)利用協(xié)整技術(shù)認(rèn)為兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但這種關(guān)系在不同時(shí)期具有動(dòng)態(tài)波動(dòng)差異性[6];李洪英(2015)得出1982—2013年中國(guó)IFDI和OFDI的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化,其存在三個(gè)階段的協(xié)整關(guān)系[7]的結(jié)論。IFDI影響OFDI的實(shí)證結(jié)果差異很大,其原因可能是東道國(guó)其他因素存在一定的門(mén)檻影響了IFDI向OFDI的傳導(dǎo)。IFDI的技術(shù)外溢效應(yīng)可以促進(jìn)本土企業(yè)對(duì)外投資所有權(quán)優(yōu)勢(shì)的形成,已為大家所共識(shí)。余泳澤(2012)證實(shí)了IFDI的技術(shù)外溢存在IFDI規(guī)模、潛在市場(chǎng)規(guī)模等門(mén)檻條件[8]。即當(dāng)IFDI規(guī)模和潛在市場(chǎng)規(guī)模適宜時(shí),其技術(shù)外溢明顯,而伴隨兩者逐漸增大,其技術(shù)溢出效應(yīng)反而會(huì)不斷減弱。此外,Goh等(2013)認(rèn)為出口規(guī)模的大小或許能夠影響IFDI對(duì)OFDI的作用[9]。因?yàn)镮FDI可以帶來(lái)出口的增加,但是出口對(duì)OFDI的影響不確定,有可能是互補(bǔ)或替代關(guān)系。

從國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn),一是現(xiàn)有的研究多是采用國(guó)家層面的時(shí)間序列。由于中國(guó)實(shí)施對(duì)外開(kāi)放和對(duì)外直接投資發(fā)展時(shí)間較短,其可獲取的樣本較少,不能很好地反映出變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。二是現(xiàn)有研究多是分析IFDI和OFDI是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,沒(méi)有深入探討IFDI對(duì)OFDI的影響是否存在差異性及其產(chǎn)生的原因。三是現(xiàn)有研究多是關(guān)注IFDI技術(shù)外溢的門(mén)檻效應(yīng),沒(méi)有進(jìn)一步考慮IFDI影響OFDI是否也存在門(mén)檻效應(yīng)。因此,本文采用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)IFDI對(duì)OFDI的影響作用是否存在差異性和門(mén)檻效應(yīng)。

三、 IFDI影響OFDI的地區(qū)差異

1. 模型設(shè)定

IFDI影響OFDI能力形成的現(xiàn)有研究,絕大部分都是建立在Dunning 的IDP理論之上。本文也是依據(jù)此模型進(jìn)行拓展和轉(zhuǎn)換。在IDP模型中,人均凈對(duì)外投資為一國(guó)人均對(duì)外投資額與該國(guó)人均利用外商投資額的差值。本模型為了探討IFDI對(duì)OFDI的影響作用,把凈對(duì)外投資拆分為IFDI和OFDI兩部分,其中OFDI作為被解釋變量,IFDI作為解釋變量。Dunning等認(rèn)為外商直接投資進(jìn)入東道國(guó)需要較長(zhǎng)時(shí)間的資本轉(zhuǎn)化、技術(shù)外溢等才能增強(qiáng)東道國(guó)的所有權(quán)優(yōu)勢(shì),提高其對(duì)外投資能力。所以,外商直接投資對(duì)對(duì)外直接投資的影響主要來(lái)源于外商投資規(guī)模存量的積累[10-11]。因此,本文引入外商直接投資存量作為核心解釋變量。IDP模型的人均國(guó)民收入仍然保留在模型中,但由于國(guó)家不再統(tǒng)計(jì),本文用人均GDP(GDPP)代替作為控制變量。此外,Dunning等(2015)認(rèn)為國(guó)際貿(mào)易介于吸引外商投資和對(duì)外投資中間,對(duì)國(guó)際投資影響較大,而出口可以為東道國(guó)積累資本國(guó)際化的經(jīng)驗(yàn),進(jìn)而提高了東道國(guó)對(duì)外投資的能力[10-12]。因此,引入人均出口(EXP)作為控制變量。最終的模型設(shè)定如下:

lnOFDI=α0+β1lnIFDI+β2lnGDPP+

(1)

式中,OFDI為對(duì)外直接投資存量,IFDI為外商直接投資存量,GDPP為人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值,EXP為人均出口,μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了降低異方差和異常項(xiàng)對(duì)模型數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的影響,采用了對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)的方法。

2. 樣本和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用省級(jí)面板數(shù)據(jù),用于分析中國(guó)IFDI影響OFDI的地區(qū)差異性。根據(jù)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)特征、地理區(qū)位,以及參照西部大開(kāi)發(fā)的劃分,選取了中國(guó)31個(gè)省區(qū)市,并劃分為東、中、西3大地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省市;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省份;西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、陜西、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古12個(gè)省區(qū)市。數(shù)據(jù)時(shí)間選取2003—2013年,IFDI對(duì)OFDI的影響主要來(lái)自量的累積作用,因此選取這兩個(gè)變量的存量。OFDI數(shù)據(jù)來(lái)源于2003—2013年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》;IFDI數(shù)據(jù)來(lái)源于2004—2014年各省區(qū)市統(tǒng)計(jì)年鑒;各省區(qū)市的人均GDP、出口額和人口總數(shù)均來(lái)自于2004—2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。模型的估計(jì)采用Stata 13.0完成。

3. 實(shí)證結(jié)果

表1給出了全國(guó)、東部、中部、西部分別使用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行的實(shí)證結(jié)果及Hausman檢驗(yàn)。

表1　模型的實(shí)證結(jié)果

注: ① FE表示固定效應(yīng)模型,統(tǒng)計(jì)量為F值,括號(hào)內(nèi)數(shù)值為對(duì)應(yīng)回歸系數(shù)的t值;RE表示隨機(jī)效應(yīng)模型,統(tǒng)計(jì)量為Z值,括號(hào)內(nèi)數(shù)值為對(duì)應(yīng)回歸系數(shù)的z值。

② *、**、***分別表示回歸結(jié)果在10%、5%和1%水平上顯著,下同。

從表1中可以看出,全國(guó)樣本和東部地區(qū)樣本采用固定效應(yīng)模型表現(xiàn)較優(yōu),中、西部地區(qū)采用隨機(jī)效應(yīng)模型表現(xiàn)較優(yōu)。從全國(guó)樣本來(lái)看,人均GDP系數(shù)為3.650 8且非常顯著,與IDP理論完全相符,但是人均出口和IFDI系數(shù)均為負(fù),且均不顯著,說(shuō)明IFDI和人均出口對(duì)OFDI為不明顯的抑制作用。從3大區(qū)域來(lái)看,IFDI對(duì)OFDI影響的地區(qū)差異較大。中部地區(qū)IFDI的系數(shù)為0.354 6,且在10%水平上顯著,而東部、西部地區(qū)IFDI的系數(shù)都不顯著,分別為0.192 1和0.079 1。3個(gè)地區(qū)人均GDP系數(shù)都為正數(shù)且在1%水平上非常顯著,東部地區(qū)系數(shù)為4.585 1,高于西部的3.397 9和中部的3.622 5,表明東部地區(qū)的人均GDP對(duì)OFDI的促進(jìn)作用高于中、西部地區(qū)。人均出口系數(shù)只有在東部地區(qū)顯著,中、西部均不顯著,其中東部和西部對(duì)OFDI成負(fù)向影響,而中部人均出口對(duì)OFDI成正向作用,表明人均出口過(guò)大或過(guò)小對(duì)OFDI的形成具有抑制的作用。

由上面的實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn):中國(guó)IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用總體并不明顯,這與陳濤濤、潘文卿、陳曉研究中國(guó)IFDI促進(jìn)OFDI的結(jié)論一致[5]。這個(gè)實(shí)證結(jié)果好像與中國(guó)實(shí)際現(xiàn)狀相矛盾,但是從東部、中部、西部區(qū)域角度,我們發(fā)現(xiàn)IFDI對(duì)OFDI的影響地區(qū)差異很大,且都表現(xiàn)為強(qiáng)弱不同的促進(jìn)作用,其中中部作用最大。這說(shuō)明了IFDI對(duì)OFDI的直接影響不明顯,更多是間接影響。如IFDI進(jìn)入中國(guó),直接影響了產(chǎn)品市場(chǎng)、資源市場(chǎng)、金融市場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)環(huán)境及投資政策的的變化,而中國(guó)的這些變化能夠直接影響到本土企業(yè)OFDI的形成。IFDI對(duì)OFDI影響的地區(qū)差異性,其原因理論上可以假設(shè)為區(qū)域內(nèi)其他因素影響了IFDI向OFDI傳導(dǎo)的通達(dá)性所致。因此,需要進(jìn)一步驗(yàn)證不同規(guī)模水平的其他因素,是否能夠?qū)е翴FDI和OFDI兩者作用具有顯著差異性。

四、 IFDI促進(jìn)OFDI形成的門(mén)檻檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證中國(guó)IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用,揭示區(qū)域間影響作用差異性的原因,本文引入了面板門(mén)檻模型。該模型用來(lái)檢測(cè)IFDI規(guī)模、人均GDP和人均出口是否存在門(mén)檻效應(yīng)使得IFDI對(duì)OFDI的影響明顯不同。

1. 面板門(mén)檻模型

門(mén)檻分析起源于1978年Tong提出的門(mén)限自回歸模型,這是一種非線性時(shí)間序列模型,在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域廣泛應(yīng)用。后經(jīng)發(fā)展應(yīng)用于面板數(shù)據(jù),特別是Hansen提出了采用“自體抽樣法”檢驗(yàn)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布,判斷門(mén)檻效應(yīng)的顯著性,使得面板門(mén)檻模型更加準(zhǔn)確。本文采用Hansen的面板門(mén)檻回歸方法[13]。選取lnIFDI、lnGDPP和lnEXP為門(mén)檻變量,并且考慮到這3個(gè)變量影響OFDI與IFDI的關(guān)系可能存在多個(gè)門(mén)檻值,所以分別建立如下的3個(gè)多重門(mén)檻模型。

lnOFDIit=α0+α1lnGDPPit+α2lnEXPPit+β1lnIFDIit·I(lnIFDIit≤γ1)+β2lnIFDIit·

(2)

lnOFDIit=α0+α1lnEXPit+β1lnIFDIit·I(lnGDPPit≤γ1)+β2lnIFDIit·

(3)

lnOFDIit=α0+α1lnGDPPit+β1lnIFDIit·I(lnEXPit≤γ1)+β2lnIFDIit·

(4)

其中,i=1,2,…,N,表示不同的省市;t=1,2,…,T,表示時(shí)間。I(·)為指標(biāo)函數(shù),γ1<γ2<…<γn為n個(gè)不同水平門(mén)檻值。

本文運(yùn)用Stata 13.0軟件通過(guò)穩(wěn)健性面板門(mén)檻估計(jì)方法,對(duì)2003—2013年中國(guó)31個(gè)省區(qū)市的全部樣本進(jìn)行檢驗(yàn),以期發(fā)現(xiàn)門(mén)檻效應(yīng)的存在。其中門(mén)檻值的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn),設(shè)置網(wǎng)格300個(gè),并進(jìn)行500次的“自抽樣法”重復(fù)估計(jì)。

2. 門(mén)檻模型選擇

表2分別給出了3個(gè)門(mén)檻變量單一門(mén)檻、重門(mén)檻和三重門(mén)檻的F統(tǒng)計(jì)量。從表2中可以發(fā)現(xiàn),門(mén)檻變量lnIFDI在1%水平下單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻極其顯著,三重門(mén)檻不顯著。鑒于雙重門(mén)檻模型的F統(tǒng)計(jì)值較大,其自抽樣門(mén)檻檢驗(yàn)P值更低,變量lnIFDI選取雙重門(mén)檻模型。門(mén)檻變量lnGDPP單一門(mén)檻在5%水平上顯著,雙重門(mén)檻在1%水平上極其顯著,三重門(mén)檻不顯著,選取雙重門(mén)檻模型。門(mén)檻變量lnEXP在10%水平上單一門(mén)檻和三重門(mén)檻都不顯著,而雙重門(mén)檻在1%水平上極其顯著,選取雙重門(mén)檻模型。此外,表2在雙重門(mén)檻模型下給出了3個(gè)變量的門(mén)檻估計(jì)值及其95%的置信區(qū)間。lnIFDI、lnGDPP、lnEXP的兩個(gè)門(mén)檻估計(jì)值分別為11.731和15.62、9.384和10.253、5.719和8.001。

雙

3. 面板門(mén)檻實(shí)證分析

表3列出了人均GDP、人均對(duì)外出口及IFDI規(guī)模的雙門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果。IFDI規(guī)模雙門(mén)檻模型中,所有變量參數(shù)估計(jì)在1%水平上非常顯著,IFDI規(guī)模對(duì)OFDI具有明顯的促進(jìn)作用。當(dāng)IFDI低于門(mén)檻值12.436 8億人民幣時(shí),IFDI每增加1個(gè)單位,將會(huì)帶動(dòng)OFDI增加0.386個(gè)單位;當(dāng)IFDI規(guī)模處于12.436 8億人民幣和607.686 8億人民幣之間時(shí),1個(gè)單位IFDI的增加將會(huì)帶來(lái)OFDI增加0.620個(gè)單位;當(dāng)IFDI規(guī)?？邕^(guò)607.686 8億人民幣時(shí),IFDI促進(jìn)OFDI的作用具有下降的趨勢(shì),其系數(shù)從0.620降低為0.543。在人均GDP雙門(mén)檻模型中,變量lnEXP在5%水平上顯著,與人均GDP門(mén)檻區(qū)間相對(duì)應(yīng)的3個(gè)lnIFDI變量在1%水平上顯著。伴隨人均GDP的增加,IFDI促進(jìn)OFDI能力逐漸增強(qiáng)。當(dāng)人均GDP小于11 896.51元人民幣時(shí),每增加1個(gè)單位IFDI,可以促進(jìn)0.867個(gè)單位OFDI的增加;當(dāng)人均GDP跨越這門(mén)檻且低于28 367.52元人民幣時(shí),IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)系數(shù)變?yōu)榱?.013;當(dāng)人均GDP超過(guò)28 367.52元人民幣時(shí),IFDI帶動(dòng)OFDI的系數(shù)增加為1.124。在人均出口雙門(mén)檻模型中,所有變量的參數(shù)估計(jì)在1%水平上非常顯著。隨著人均出口規(guī)模的增加,IFDI具有對(duì)OFDI的正向促進(jìn)作用,但呈先增加后下降趨勢(shì)。當(dāng)人均出口規(guī)模小于304.60元人民幣時(shí),每增加1個(gè)單位IFDI可以促進(jìn)0.986個(gè)單位OFDI的增加;當(dāng)人均出口規(guī)模超過(guò)這個(gè)門(mén)檻值且小于2 983.94人民幣時(shí), IFDI對(duì) OFDI的促進(jìn)系數(shù)增加為1.055;當(dāng)人均出口超過(guò)第二個(gè)門(mén)檻值2 983.94元人民幣時(shí),IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)系數(shù)減弱為0.909。

表3　門(mén)檻模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果

注: 括號(hào)內(nèi)為門(mén)檻值,GDPP、EXP單位為元,IFDI單位為億元。

表4列出了中國(guó)2004年和2013年31個(gè)省區(qū)市3個(gè)門(mén)檻變量分布,它們進(jìn)一步反映出人均GDP、人均出口、IFDI規(guī)模所產(chǎn)生的門(mén)檻效應(yīng)與中國(guó)東、中、西部三大地區(qū)間IFDI推動(dòng)OFDI的差異性具有很大的相關(guān)性。在IFDI規(guī)模門(mén)檻效應(yīng)中,2004年只有西部的貴州、云南等6省處于第一個(gè)門(mén)檻之下;東部大部分、中部全部和西部絕大部分的22個(gè)省區(qū)市處于兩門(mén)檻值中間;只有東部江蘇、山東、廣東3省跨越了第二個(gè)門(mén)檻值。經(jīng)過(guò)10年發(fā)展,到2013年IFDI規(guī)模的階段分布變化不大,只有東部的天津、上海從第二階段跨入了第三階段,其他省區(qū)市基本上沒(méi)有變化。總體而言,從2004年到2013年31個(gè)省區(qū)市IFDI規(guī)模分布呈兩頭小中間大的橄欖球形狀,絕大部分省區(qū)市集中在第二階段,IFDI促進(jìn)OFDI的作用較第一、三階段都強(qiáng)。這些說(shuō)明我國(guó)的IFDI促進(jìn)OFDI正處于快速增長(zhǎng)時(shí)期,但未來(lái)隨著跨過(guò)第二個(gè)門(mén)檻省區(qū)市的增加,IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)強(qiáng)度逐漸降低。人均GDP門(mén)檻效應(yīng)中,2004年IFDI促進(jìn)OFDI的作用整體較弱,因?yàn)橹小⑽鞑康貐^(qū)及東部地區(qū)河北、廣西和海南都處于第一個(gè)門(mén)檻之下;只有東部地區(qū)的天津、遼寧等7省區(qū)市處于兩個(gè)門(mén)檻中間,北京和上海兩地超越了第二個(gè)門(mén)檻值。到2013年所有省區(qū)市的人均GDP都已經(jīng)跨越了第一個(gè)門(mén)檻值,隨著人均GDP的增加,IFDI促進(jìn)OFDI的作用逐漸增強(qiáng)?？缭降诙€(gè)門(mén)檻值的省區(qū)市也由2004年的兩個(gè)增加到11個(gè),IFDI 對(duì)OFDI的推動(dòng)效應(yīng)也在增強(qiáng)。人均出口門(mén)檻效應(yīng)中,2004年只有西部的四川、貴州等5省處于第一門(mén)檻值以下;東部的北京、遼寧等7省區(qū)市跨越了第二門(mén)檻;其余的19個(gè)省區(qū)市如河北、上海等都處于兩門(mén)檻之間。2013年處于第二階段的省區(qū)市數(shù)量保持不變?nèi)詾?9個(gè),只是第一階段的江西、湖南、四川、貴州跨過(guò)門(mén)檻值進(jìn)入了第二階段,而第二階段的青?；涞降谝浑A段,上海、山東、重慶從第二階段跨入了第三階段?？傮w而言,隨著人均出口的增加,IFDI促進(jìn)OFDI的作用呈先上升后下降趨勢(shì),目前中國(guó)正處于第二階段。

表4　門(mén)檻值及數(shù)據(jù)分布

通過(guò)門(mén)檻模型的檢驗(yàn)分析,我們發(fā)現(xiàn)IFDI促進(jìn)OFDI存在門(mén)檻效應(yīng),即它們兩者的關(guān)系受IFDI規(guī)模、人均GDP及人均出口門(mén)檻值影響。在IFDI規(guī)模門(mén)檻效應(yīng)中,隨著IFDI規(guī)模的增加,IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用先增加后降低。由于東道國(guó)形成對(duì)外投資能力的大小與外商直接投資技術(shù)外溢的大小密切相關(guān),而外商投資技術(shù)外溢又與IFDI規(guī)模相關(guān),該結(jié)論與余泳澤(2012)探討IFDI規(guī)模與外商技術(shù)外溢門(mén)檻效應(yīng)的結(jié)論完全一致[8]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期大量引入IFDI,解決了國(guó)內(nèi)建設(shè)資金不足及技術(shù)落后的問(wèn)題,IFDI不僅為東道國(guó)積累了大量資本,而且通過(guò)技術(shù)外溢效應(yīng)和競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)提高了本土企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力,間接促進(jìn)了對(duì)外投資的快速發(fā)展。隨著IFDI流入規(guī)模的增加,當(dāng)東道國(guó)眾多跨國(guó)企業(yè)資本充足、技術(shù)水平相對(duì)較高且已具備對(duì)外投資能力時(shí),IFDI促進(jìn)OFDI形成的資金優(yōu)勢(shì)和技術(shù)優(yōu)勢(shì)則逐漸下降。在人均GDP門(mén)檻效應(yīng)中,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用越大。這與Dunning(1981)的國(guó)際投資發(fā)展周期理論所隱含的結(jié)論相一致,即隨著人均國(guó)民收入的增加,對(duì)外直接投資也會(huì)增加[2]。主要是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū),其對(duì)外開(kāi)放度和技術(shù)水平較高,非常有利于IFDI技術(shù)資本效應(yīng)的吸收,使得該地區(qū)形成對(duì)外投資能力的速度較快。在人均出口門(mén)檻效應(yīng)中,隨著跨越門(mén)檻值的增加,IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用先增強(qiáng)后減弱。IFDI的增加勢(shì)必會(huì)持續(xù)增加人均出口的規(guī)模。陳潔、藍(lán)振風(fēng)(2013)認(rèn)為出口是企業(yè)對(duì)外投資的重要先導(dǎo),當(dāng)某商品的出口規(guī)模達(dá)到一定程度后,企業(yè)為了規(guī)避貿(mào)易壁壘、減少運(yùn)輸和生產(chǎn)成本會(huì)選擇在商品銷(xiāo)售國(guó)進(jìn)行投資生產(chǎn),從而出口會(huì)促進(jìn)OFDI的增加,兩者表現(xiàn)為互補(bǔ)性[14],此時(shí)IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用增強(qiáng)。當(dāng)出口跨越門(mén)檻值以后,由于市場(chǎng)的有限性,若某種商品出口規(guī)模繼續(xù)增加,勢(shì)必會(huì)降低該商品對(duì)外投資的增速,甚至將來(lái)會(huì)減少對(duì)外投資,使得出口和對(duì)外直接投資由互補(bǔ)性逐漸轉(zhuǎn)為替代性,進(jìn)而IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用減弱。

五、 結(jié)論及啟示

本文利用2003—2013年中國(guó)31個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù),首先驗(yàn)證了中國(guó)IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用,盡管全國(guó)樣本不支持這一結(jié)論,但使用區(qū)域樣本檢測(cè)出了促進(jìn)效應(yīng),并且東部、中部、西部中促進(jìn)作用大小具有明顯的差異性,其中中部促進(jìn)作用最大。其次,使用門(mén)檻模型進(jìn)一步探索了IFDI促進(jìn)OFDI地區(qū)差異性的深層次原因。我們發(fā)現(xiàn)IFDI促進(jìn)OFDI的效應(yīng),在很大程度上受到IFDI規(guī)模、人均GDP及人均對(duì)外出口的影響。IFDI規(guī)模存在兩個(gè)門(mén)檻,隨著逐級(jí)跨越門(mén)檻,其對(duì)OFDI的促進(jìn)作用先是持續(xù)增加,后呈下降趨勢(shì)。當(dāng)前,只有東部極少數(shù)省區(qū)市超過(guò)了第二個(gè)門(mén)檻,IFDI的促進(jìn)作用減弱;東部、西部絕大部分及中部全部都處于IFDI高速促進(jìn)OFDI的第一和第二個(gè)門(mén)檻值之間。人均GDP存在雙門(mén)檻效應(yīng),其門(mén)檻規(guī)律為人均GDP越高,中國(guó)IFDI促進(jìn)OFDI的作用越大。2013年,中國(guó)東部地區(qū)除了河北、海南外都高于第二個(gè)門(mén)檻值,其IFDI的促進(jìn)作用最大;其他地區(qū)處于兩門(mén)檻值之間,IFDI的促進(jìn)作用較大。人均對(duì)外出口也存在雙門(mén)檻效應(yīng),伴隨其規(guī)模的增加,IFDI對(duì)OFDI的促進(jìn)作用呈先增強(qiáng)后減弱的趨勢(shì)。目前,東部9省和重慶市跨越了第二門(mén)檻,其IFDI的促進(jìn)作用變小;中部全部和西部絕大部分省區(qū)市處于兩個(gè)門(mén)檻值之間, IFDI的促進(jìn)作用最大;西部的甘肅、青海沒(méi)有跨越第一個(gè)門(mén)檻值,IFDI的促進(jìn)作用較大。

IFDI規(guī)模、人均GDP和人均出口的門(mén)檻值,對(duì)于“引進(jìn)來(lái)”促進(jìn)“走出去”及完善、調(diào)整兩者相協(xié)調(diào)的國(guó)家戰(zhàn)略具有如下啟示:①根據(jù)人均GDP門(mén)檻效應(yīng),利用東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平較高和基礎(chǔ)環(huán)境較好的優(yōu)勢(shì),重點(diǎn)吸引高質(zhì)量外資,側(cè)重于科技服務(wù)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè),最大可能地發(fā)揮外商投資對(duì)對(duì)外投資的推動(dòng)作用。②運(yùn)用外商投資規(guī)模的門(mén)檻效應(yīng),利用國(guó)家優(yōu)惠政策加大中、西部地區(qū)吸引外資的規(guī)模,特別是借助“一帶一路”戰(zhàn)略的推進(jìn),西部地區(qū)對(duì)外投資可實(shí)現(xiàn)快速增加。③把握對(duì)外出口的門(mén)檻效應(yīng),重點(diǎn)提高東部地區(qū)出口產(chǎn)品的科技含量和出口商品的結(jié)構(gòu)調(diào)整,中西部注重出口規(guī)模的增加,實(shí)現(xiàn)中國(guó)對(duì)外投資的持續(xù)發(fā)展[15-23]。

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(責(zé)任編輯: 王薇)

Regional Difference and Threshold Effect of IFDI on OFDI in China

LI Hong-ying1,2, LI Jing-wen1, LIU Wen-li1

(1. School of Economics and Management, Beijing University of Technology, Beijing 100124, China; 2. School of Economics and Management, Hebei University of Science and Technology, Shijiazhuang 050018, China)

Abstract:The regional difference of IFDI on OFDI was analyzed by using the provincial panel data from 2003 to 2013 in China. The double threshold effect of IFDI on OFDI was found based on the threshold model. Moreover, IFDI scale, per capita GDP and per capita export all have a double threshold effect. The results showed that the effect of IFDI on OFDI was not remarkable based on the total samples, but there were significantly different promoting effects of IFDI on OFDI based on the samples of eastern, middle and western regions. The middle region exerts the biggest effect followed by the eastern and the western regions. According to the double threshold model, the promoting effect of IFDI on OFDI was the strongest in condition of medium-sized IFDI scale, medium-sized per capita export and higher per capita GDP. Accordingly, some suggestions were put forward which may promote “bringing in” and “going out” countermeasures.

Key words:inward foreign direct investment; outward foreign direct investment; regional difference; threshold effect

doi:10.15936/j.cnki.1008-3758.2016.03.004

收稿日期:2015-10-20

基金項(xiàng)目:國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71273021); 北京市自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(9132001); 北京市教委社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)資助項(xiàng)目(SZ201510005002)。

作者簡(jiǎn)介:李洪英(1979- ),男,河北故城人,北京工業(yè)大學(xué)博士研究生,河北科技大學(xué)講師,主要從事對(duì)外投資研究; 李京文(1933- ),男,廣西陸川人,北京工業(yè)大學(xué)教授,博士生導(dǎo)師,中國(guó)工程院院士,主要從事數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究; 劉文麗(1973- ),女,遼寧沈陽(yáng)人,北京工業(yè)大學(xué)博士后研究人員,主要從事財(cái)政投資研究。

中圖分類(lèi)號(hào):F 831.7

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A

文章編號(hào):1008-3758(2016)03-0240-08