吳雨天

摘要：本文利用1984—2015年對外直接投資相關(guān)數(shù)據(jù)，基于鄧寧的投資發(fā)展路徑（IDP）理論，實(shí)證檢驗(yàn)了中國的投資發(fā)展階段，發(fā)現(xiàn)我國的對外投資路徑符合 IDP理論，呈U型結(jié)構(gòu)，但相對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對外直接投資階段較為滯后。本文還對中國OFDI與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中國OFDI與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在正向的長期均衡關(guān)系。針對這一結(jié)論，本文提出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：IDP理論;對外直接投資;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

一、研究背景

21世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速的發(fā)展中國家不僅僅作為接受國際直接投資的東道國，也開始積極地開展對外直接投資，使國際直接投資規(guī)模不斷擴(kuò)大。對外直接投資經(jīng)典理論和發(fā)展中國家對外直接投資的實(shí)踐表明，投資國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與對外直接投資發(fā)展關(guān)系極為密切。國際直接投資理論中，鄧寧的投資發(fā)展路徑理論（IDP理論）將對外直接投資分為五個階段，每個階段伴隨著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)條件的變化，是分析發(fā)展中國家對外直接投資的一個經(jīng)典框架。本文以IDP 理論為基礎(chǔ)，分析我國在投資發(fā)展中所處的階段，并通過實(shí)證研究分析我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與對外直接投資之間的關(guān)系，這對研究我國對外直接投資的發(fā)展具有重要意義。

中國是世界上最大的發(fā)展中國家，2015年中國人均GDP達(dá)到了 8141美元，GDP總量占世界的比重從1984年的3.1%增加到2015年的17.3%。隨著企業(yè)的國際競爭力增強(qiáng)以及國家政策推動，中國對外直接投資發(fā)展迅速，國際地位不斷提升，表現(xiàn)為投資規(guī)模和目標(biāo)區(qū)域擴(kuò)大，“一帶一路”相關(guān)國家投資快速增長;投資目標(biāo)產(chǎn)業(yè)延伸，領(lǐng)域不斷拓展，國際產(chǎn)能和裝備制造合作進(jìn)程加快;投資主體多元化，近八成的非金融類對外投資來自地方企業(yè)。圖1顯示了1984年至2015年中國OFDI和IFDI的對比，而《2015年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》也表明，目前我國的投資流量超過同期吸引外資的規(guī)模。

二、實(shí)證研究

（一）我國對外直接投資所處階段的實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)選擇與模型設(shè)定

本文選取1984-2015年的32年數(shù)據(jù)作為研究樣本。關(guān)于中國對外直接投資的數(shù)據(jù)，來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議公布的歷年《世界投資報告》，根據(jù)中國政府申報數(shù)據(jù)推算出來，考慮了未經(jīng)政府批準(zhǔn)的對外投資，相比其他數(shù)據(jù)來源更接近實(shí)際。為統(tǒng)一口徑，外商直接投資流入數(shù)據(jù)也來自該數(shù)據(jù)庫。而凈對外直接投資額則是在上述兩項原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上計算而得，單位為億美元。在人均GNI方面，由于GNI數(shù)據(jù)缺失，采用GDP替代，數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織（IMF）數(shù)據(jù)庫，均以美元為單位，基于PPP折算。

為了比較對外投資凈額中采用存量數(shù)據(jù)和流量數(shù)據(jù)的不同，建立如下兩個二次模型，其中NOIS表示存量數(shù)據(jù)，NOIF表示流量數(shù)據(jù)，εt 都是隨機(jī)誤差。

模型1：NOISt=a+βPGDPt+γ（PGDPt）2+εt

模型2：NOIFt=a+βPGDPt+γ（PGDPt）2+εt

2.回歸結(jié)果及原因分析

根據(jù)以上模型，使用Eviews7.2軟件，運(yùn)用最小二乘法（OLS）對模型進(jìn)行回歸分析：（見表1）

結(jié)果表明，兩個方程中，人均GDP及其二次項系數(shù)，還有F統(tǒng)計量均能通過t檢驗(yàn)，且均在1%的水平下顯著。常數(shù)項中，模型1通過了t檢驗(yàn)，而模型2未通過。另外，R2表明在樣本范圍內(nèi)，采用模型1的擬合優(yōu)度比模型2高。所以，在對外直接投資凈額的數(shù)據(jù)中，選擇存量數(shù)據(jù)優(yōu)于流量數(shù)據(jù)，選用模型1更合適。此時模型1中R2的經(jīng)濟(jì)意義為：中國凈對外直接投資額的變動中，約有92.48%的部分可由該回歸曲線解釋。該模型的擬合方程為：

NOISt=247.7296-0.6267 PGDPt+3.26E-05（PGDPt）2（1）

從系數(shù)的符號來看，一次項為負(fù)，二次項為正，符合鄧寧投資發(fā)展階段理論“U曲線”的假設(shè)。而從下面兩張圖中對外直接投資凈額的走勢可以初步判斷，我國的對外直接投資在2008年以前仍然處于鄧寧提出的五個發(fā)展階段中的第二個發(fā)展階段。也就是說在這個階段，中國受限于經(jīng)濟(jì)水平，在國際直接投資領(lǐng)域依然扮演著資本輸入國的角色。而從人均GDP的角度觀察，中國已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了鄧寧在第二階段所描述的400-1500美元，顯然這與鄧寧投資發(fā)展周期理論的預(yù)期不一致，因此中國的對外直接投資可能存在著滯后發(fā)展。同時從圖2發(fā)現(xiàn)，2008年受金融危機(jī)影響，中國的對外直接投資又產(chǎn)生了一個明顯的下行趨勢，在2012年之后，中國企業(yè)逐步恢復(fù)信心，對外直接投資額上升趨勢明顯。由此可以估計，中國正處于第二階段向第三階段過渡的階段。

雖然回歸結(jié)果的各項參數(shù)都符合預(yù)期，但是從投資發(fā)展階段的結(jié)論來看，還是存在一定的問題。對（1）式右邊的PGDP求導(dǎo)，并令其等于0，得到

0.0000652PGDP-0.6267=0，解得PGDP=9611.96391

也就是說，當(dāng)我國人均GDP為9611.96319美元時，我國凈對外直接投資額最少，即二次函數(shù)拐點(diǎn)的位置。由原始數(shù)據(jù)看到，我國2010年的人均GDP為9251.84，2011年的人均GDP為10290.47，因此拐點(diǎn)出現(xiàn)的年份為10-11年。

從以往文獻(xiàn)來看，很多學(xué)者的研究認(rèn)為，拐點(diǎn)出現(xiàn)在2007-2008年，也就是說，自2008年以來，中國對外直接投資進(jìn)入到第三階段。而從2009年以來的中國對外直接投資流量凈額的數(shù)據(jù)和上述實(shí)證研究可以看出，2009年到2012年的對外直接投資凈額有一個輕微的下滑，這也導(dǎo)致了存量數(shù)據(jù)出現(xiàn)下降，同時這也是本文實(shí)證研究中拐點(diǎn)的確定和以往學(xué)者不同的原因。所以，使用存量數(shù)據(jù)雖然在觀察和計量上具有穩(wěn)定性，但是根據(jù)存量數(shù)據(jù)得出的結(jié)論也存在與實(shí)際情況有出入的弊端。endprint

（二）我國對外直接投資與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的協(xié)整分析

1.變量與數(shù)據(jù)

此階段的分析以O(shè)FDI表示對外直接投資額，反映我國對外直接投資的能力，以PGDP表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，反映我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。由于對數(shù)變換可以幫助消除異方差現(xiàn)象，所以同時對兩個變量取對數(shù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)來源不變。

2.兩項時間序列的單位根檢驗(yàn)

因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系存在的條件是，兩個變量的時間序列LN（GDPt）和LN（OFDIt）是同階單整序列。因此在對LN（GDPt）與LN（OFDIt）進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前，先用ADF單位根檢驗(yàn)方法對這兩個序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。其中D[LN（PGDP）]和D[LN（OFDI）]分別表示對LN（PGDP）和LN（OFDI）的一階差分，檢驗(yàn)結(jié)果如表2，LN（GDP）t和LN（OFDI）t兩項時間序列均在進(jìn)行一階差分后平穩(wěn)，二者均為一階單整序列，可能存在協(xié)整關(guān)系。

3.兩項時間序列的協(xié)整檢驗(yàn)

為確定兩個時間序列的協(xié)整關(guān)系，以下根據(jù)Engle-Granger方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，包括以下兩個步驟：第一，在兩個序列同階單整的情況下，采用OLS方法估計長期均衡方程（協(xié)整回歸），并計算誤差項。模型如下：

第二，檢驗(yàn)誤差序列εt的單整性。如果εt為穩(wěn)定序列，則認(rèn)為LN（GDPt）與LN（OFDIt存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明εt為平穩(wěn)序列，且LN（GDPt）與LN（OFDIt）存在協(xié)整關(guān)系。即人均GDP與OFDI之間存在長期的正向關(guān)系，人均GDP 每增長一個百分點(diǎn)，對外直接投資增長0.59個百分點(diǎn)。誤差項εt的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

變量εt;ADF統(tǒng)計量-3.381927（1%的臨界值-3.18）;平穩(wěn)性：平穩(wěn)

三、結(jié)論與建議

本文通過建立計量模型，驗(yàn)證了鄧寧投資階段理論，并進(jìn)行了協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，得到如下結(jié)論：第一，我國對外直接投資處于鄧寧投資階段理論中第二階段向第三階段過渡的過程，目前我國對外直接投資規(guī)模的擴(kuò)大，對外凈投資初步呈現(xiàn)正值，雖然這一過程還不穩(wěn)定，并且相對外直接投資存在滯后現(xiàn)象，不能與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)完全匹配，但總體上與我國的整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相吻合。第二，通過時間序列的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，表明LN（PDGP）和LN（OFDI）同是一階單整的時間序列，并且兩者存在協(xié)整系數(shù)為0.59的協(xié)整關(guān)系，即對外直接投資與人均經(jīng)濟(jì)規(guī)模存在長期穩(wěn)定的正向均衡關(guān)系。這一結(jié)論表明我國對外直接投資規(guī)模的擴(kuò)大也依靠著國內(nèi)經(jīng)濟(jì)水平的支撐，所以從政策角度講，我國實(shí)施企業(yè)“走出去”戰(zhàn)略是具有相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和理論依據(jù)的。

基于以上研究，提出以下兩點(diǎn)建議：第一，出臺更細(xì)化的支持性政策法規(guī)，鼓勵民營企業(yè)加大對外直接投資。相對于投資績效偏低的國有企業(yè)，民營企業(yè)是最具活力的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，也是我國未來對外投資的主體。在政策引導(dǎo)方面，應(yīng)對我國民營企業(yè)的對外直接投資制定更具操作性的規(guī)則和標(biāo)準(zhǔn)，重點(diǎn)鼓勵有條件的民營企業(yè)把產(chǎn)業(yè)鏈延伸到境外;在金融支持方面，拓展民營企業(yè)融資渠道，通過貨幣互換、出口信貸等多種方式為民營企業(yè)“走出去”服務(wù)。第二，鼓勵企業(yè)到發(fā)達(dá)國家投資，充分利用國外科技資源，調(diào)結(jié)構(gòu)，促增長。目前我國政府扶植的投資主要集中在亞洲、南美洲和非洲等發(fā)展中國家，而發(fā)達(dá)國家的份額卻很少。企業(yè)通過在發(fā)達(dá)國家并購高新技術(shù)企業(yè)，或與當(dāng)?shù)丶夹g(shù)型企業(yè)合資設(shè)立新技術(shù)開發(fā)公司，可以直接吸收許多在國內(nèi)難以獲得的先進(jìn)技術(shù)和知識產(chǎn)權(quán)，從而獲得研發(fā)上的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，改善我國企業(yè)的投資效率，同時在發(fā)達(dá)國家投資帶來的技術(shù)外溢，對母國經(jīng)濟(jì)增長也有積極效應(yīng)。

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（作者單位：南京財經(jīng)大學(xué)）endprint