姚樹(shù)潔 張 帆 王 攀 歐璟華

一、引 言

進(jìn)入 21世紀(jì)以來(lái)，發(fā)達(dá)國(guó)家在全球相對(duì)的經(jīng)濟(jì)壟斷地位受到了包括中國(guó)在內(nèi)的新興和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的嚴(yán)重挑戰(zhàn)。發(fā)達(dá)國(guó)家占全球外商直接投資的比例從 20世紀(jì)末的90%,以上下降到 2012年的 65%,左右。相比之下，來(lái)自新興和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的跨國(guó)企業(yè)在金磚國(guó)家經(jīng)濟(jì)體(巴西，俄羅斯，印度，中國(guó)和南非)的帶動(dòng)下，對(duì)海外擴(kuò)張采取了積極的態(tài)度。

關(guān)于新興經(jīng)濟(jì)體跨國(guó)企業(yè)海外擴(kuò)張的動(dòng)機(jī)有許多實(shí)證研究(Makino等，2002；Yamakawa 等，2008)，特別是基于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)(Buckley等，2007；羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和張軍，2008；Cheung 和 Qian，2009；Lu 等，2010；Zhang 和 Daly，2011；Kolstad 和 Wiig，2012；Ramasamy等，2012)。然而，這些研究只是在一個(gè)靜態(tài)框架中探討了中國(guó)和其他新興經(jīng)濟(jì)體對(duì)外直接投資吸引力因素。

本文旨在通過(guò)調(diào)查2003—2009年中國(guó)在172個(gè)國(guó)家的對(duì)外直接投資動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程來(lái)填補(bǔ)此方面文獻(xiàn)空白。我們假設(shè)在其它控制條件相同的情況下，中國(guó)對(duì)外投資與吸引外資有密切的關(guān)系，這是一種對(duì)外投資的市場(chǎng)粘性。這種粘性主要是中國(guó)企業(yè)在走出去的過(guò)程中為了克服對(duì)東道國(guó)缺乏了解的障礙而形成的市場(chǎng)依賴。

我們構(gòu)建了Cheng和Kwan(2000)提出的部分存量調(diào)整模型來(lái)研究OFDI的動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)，并恢復(fù)其不可觀察的均衡庫(kù)存值；估算均衡的OFDI存量，并將其與實(shí)際存量進(jìn)行比較可以幫助我們從新的層面了解中國(guó)OFDI行為。

為了驗(yàn)證市場(chǎng)粘性的理論假設(shè)，我們?cè)?OFDI方程中直接引入 IFDI存量，如果OFDI受 IFDI存量的影響，市場(chǎng)粘性的理論假設(shè)就可以得到驗(yàn)證，實(shí)證結(jié)果也具有重要的政策含義。其他控制變量包括東道國(guó)的雙邊貿(mào)易、市場(chǎng)規(guī)模、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)，收入水平、開(kāi)放程度、制度質(zhì)量、通貨膨脹以及資源稟賦和技術(shù)。本文進(jìn)一步研究了這些因素的影響是否隨技術(shù)、資源和收入等東道國(guó)特點(diǎn)而變化。本文采用系統(tǒng)廣義矩法(系統(tǒng)GMM)技術(shù)進(jìn)行估計(jì)。

二、中國(guó)對(duì)外直接投資的發(fā)展

自 2001年進(jìn)入世界貿(mào)易組織(WTO)以來(lái)，中國(guó)的 OFDI已大大擴(kuò)張，2002年推出“走出去”戰(zhàn)略(Luo等，2010)。2003—2008年期間，中國(guó)對(duì)外直接投資的年均增長(zhǎng)率為73%，而世界平均水平為29%(UNCTAD數(shù)據(jù)庫(kù))。雖然世界金融危機(jī)大大降低了全球投資規(guī)模，在2009—2012年危機(jī)時(shí)期，中國(guó)的對(duì)外直接投資仍然以每年11%,的速度增長(zhǎng)。

2016年，中國(guó)對(duì)外投資金額首次超越吸引外資的金額，超越幅度高達(dá) 200多億美元(圖1)。

圖1 中國(guó)OFDI流量與存量、IFDI流量(十億美元現(xiàn)價(jià))

Yao和 Sutherland(2009)、Yao等(2010)、Xiao和 Sun(2005)指出，“走出去”戰(zhàn)略是中國(guó)作為全球主要投資國(guó)出現(xiàn)的主要特征。

中國(guó)近十年來(lái)才成為一個(gè)大型的FDI來(lái)源國(guó)，但由于1979年通過(guò)的開(kāi)放政策，中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)一直被認(rèn)為是重要的 FDI受益國(guó)(UNCTAD，2007)。中國(guó)對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的投資高度集中在亞洲，截至2015年底，中國(guó)OFDI的三分之二以上在亞洲，其在我國(guó)香港特別行政區(qū)的投資占59.8%,(表1)。

英屬維京和開(kāi)曼群島兩個(gè)免稅區(qū)也是對(duì)中國(guó) OFDI最具吸引力的地區(qū)之一。發(fā)達(dá)國(guó)家，如美國(guó)、澳大利亞、新加坡、加拿大和歐盟成員國(guó)也成為中國(guó)資本最受歡迎的東道國(guó)。中國(guó)OFDI的其他目標(biāo)包括非洲和拉丁美洲的發(fā)展中國(guó)家。

表1 中國(guó)OFDI主要目的經(jīng)濟(jì)體(十億美元)，截至2015年

中國(guó) OFDI的持續(xù)增長(zhǎng)激勵(lì)著我們研究其是否有自我延續(xù)的增長(zhǎng)潛力，也就是說(shuō)現(xiàn)有的OFDI存量是否對(duì)未來(lái)投資有正向影響。IFDI、OFDI以及中國(guó)OFDI的目的地國(guó)家具有相同的趨勢(shì)，也同樣鼓勵(lì)我們考察某一國(guó)家或地區(qū)過(guò)去對(duì)中國(guó)的投資可以引發(fā)中國(guó)對(duì)它進(jìn)行投資。這樣的雙向行為不能由傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)因素所決定，而只能由市場(chǎng)粘性來(lái)解釋。這是因?yàn)橹袊?guó)企業(yè)走出去缺乏經(jīng)驗(yàn)，尤其是缺乏對(duì)東道國(guó)歷史、法律、文化和政治的了解，因而存在投資巨大風(fēng)險(xiǎn)。然而，中國(guó)有著吸引外資幾十年的經(jīng)驗(yàn)，對(duì)這些來(lái)中國(guó)投資的國(guó)家有了比較深刻的了解，如果向這些國(guó)家投資，在其它條件不變的情況下，風(fēng)險(xiǎn)就比較低，這種投資偏好就是我們本文提出來(lái)的市場(chǎng)粘性。因?yàn)槭袌?chǎng)粘性的存在，使東道國(guó)特點(diǎn)對(duì)中國(guó) OFDI在各國(guó)和不同部門(mén)的分布是否存在顯著性影響的檢驗(yàn)變?yōu)榭赡堋?/p>

Buckley等(2007)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)對(duì)外直接投資在1984—2001年期間主要受到東道國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模和自然資源的吸引。結(jié)果還表明，中國(guó)的對(duì)外直接投資與東道國(guó)的政治風(fēng)險(xiǎn)和文化接近程度相關(guān)。Cheung和Qian(2009)也發(fā)現(xiàn)了1991—2005年中國(guó)OFDI市場(chǎng)和資源尋求動(dòng)機(jī)的證據(jù)。Zhang和 Daly(2011)利用 2003—2009年間的實(shí)際 OFDI流量發(fā)現(xiàn)中國(guó)OFDI與東道國(guó)的國(guó)際貿(mào)易、市場(chǎng)規(guī)模、GDP增長(zhǎng)、開(kāi)放程度和資源稟賦正相關(guān)。Kolstad和Wiig(2012)、楊嬌輝等(2016)、顧雪松等(2016)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的OFDI被吸引到更大的市場(chǎng)以及自然資源豐富而制度落后的國(guó)家。

Ramasamy等(2012)將 2006—2008年期間公開(kāi)上市的中國(guó)跨國(guó)企業(yè)和東道國(guó)的數(shù)據(jù)相結(jié)合，并將中國(guó)在東道國(guó) FDI項(xiàng)目的頻數(shù)用作 OFDI的衡量標(biāo)準(zhǔn)。調(diào)查結(jié)果表明，國(guó)有企業(yè)受到自然資源豐富、政治環(huán)境不穩(wěn)定國(guó)家的吸引，而私營(yíng)企業(yè)則更加以市場(chǎng)為導(dǎo)向。Lu等(2010)研究了2007年8個(gè)省632家企業(yè)的海外擴(kuò)張動(dòng)機(jī)，發(fā)現(xiàn)政府扶持政策是資產(chǎn)和市場(chǎng)尋求OFDI的重要?jiǎng)恿?。Cheng和Kwan(2000)認(rèn)為，現(xiàn)有投資對(duì)未來(lái)投資有積極的反饋，引發(fā)了從實(shí)際庫(kù)存逐步調(diào)整到均衡水平。投資慣性需要時(shí)間調(diào)整，調(diào)整不可避免地會(huì)產(chǎn)生成本。同樣，中國(guó)OFDI也可能面臨這種動(dòng)態(tài)調(diào)整和調(diào)整成本，但在現(xiàn)有文獻(xiàn)中這一點(diǎn)在很大程度上被忽視。以往研究的另一個(gè)局限性在于中國(guó)的IFDI與OFDI的關(guān)系也被忽視，但從直觀上說(shuō)，中國(guó)的IFDI庫(kù)存應(yīng)該加強(qiáng)與世界其他地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，也就是說(shuō)，中國(guó)OFDI受市場(chǎng)粘性的影響。

因此，期望中國(guó)的IFDI與OFDI存在密切關(guān)系是符合市場(chǎng)粘性的理論假設(shè)的。然而，除了一些描述性研究(Sauvant，2011；Sauwant 等，2011；Liu 等，2005；Katherin 和Cornelia，2007)之外，對(duì)外投資的市場(chǎng)粘性理論還缺乏實(shí)證研究。本文旨在通過(guò)研究中國(guó)OFDI的動(dòng)態(tài)調(diào)整效應(yīng)及其與IFDI的關(guān)系來(lái)填補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的空白。

三、方法、數(shù)據(jù)和模型

部分庫(kù)存調(diào)整模型由 Chow(1967)提出，Cheng和 Kwan(2000)以及 Campos和Kinoshita(2003)在分析中國(guó)和轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟(jì)體的 IFDI均衡庫(kù)存時(shí)都采用了這一模型。經(jīng)過(guò)這些研究，我們假設(shè)中國(guó)的 OFDI存量(COFDIS)根據(jù)公式(1)調(diào)整到其均衡(COFDIS*)值。

公式(1)表明，OFDI的增長(zhǎng)率取決于兩個(gè)因素。第一個(gè)因素是現(xiàn)有存量的數(shù)量(COFDISit)具有積極的“自我強(qiáng)化”效應(yīng)，這意味著中國(guó)在東道國(guó)投資越多，未來(lái)就越會(huì)繼續(xù)投資。這種影響類似于 FDI的集聚效應(yīng)(Head和 Ries，1996)。第二個(gè)因素是均衡水平和實(shí)際庫(kù)存(COFDISit)之間的差額，均衡水平代表未來(lái)的投資潛力。α是調(diào)整速度，取0到1之間的值。如果α的值較大，反映了較高的調(diào)整速度和較小的調(diào)整成本，反之亦然。該模型表明，當(dāng) COFDISit接近均衡水平時(shí)，自增強(qiáng)效應(yīng)減弱。這意味著中國(guó)的海外投資是逐漸調(diào)整而不是瞬間調(diào)整的，因?yàn)橥顿Y慣性需要時(shí)間來(lái)適應(yīng)長(zhǎng)期均衡。新投資的安置由于其邊際價(jià)值隨著資本存量增加而出現(xiàn)調(diào)整成本而放緩。

由于公式(1)可以改寫(xiě)為：

用的近似值。將其代入公式(2)，經(jīng)過(guò)移項(xiàng)我們可以得到公式(3)：

實(shí)際 OFDI庫(kù)存(lnCOFDISit)表示為其前期庫(kù)存(lnCOFDISi,t-1)和均衡值的加權(quán)值。Campos和 Kinoshita(2003)提出，0＜α＜1表明了穩(wěn)定性。均衡存量被看作是某些變量的函數(shù)。

Xit是解釋變量；μi包含了所有時(shí)間不變情況下未被觀察到的特定國(guó)家影響；vt指時(shí)間特異性的影響；εit是隨機(jī)擾動(dòng)。公式(3)表明，均衡 OFDI庫(kù)存只取決于其決定因素的變化，不受調(diào)整成本的影響。將公式(4)植入到公式(3)中，得到公式(5)中的部分庫(kù)存調(diào)整模型。

最終模型為：

其中，i和t分別表示東道國(guó)i和年份t。

lnCOFDISit-1為中國(guó)在 t-1時(shí)期對(duì)國(guó)家 i的 OFDI存量滯后一年的自然對(duì)數(shù)。OFDI存量通常用于在實(shí)證研究中代表聚集效應(yīng)(Wheeler和 Mody，1992；Barrell和Pain，1999；Cheung 和 Qian，2009；Wagner和 Timmins，2009)。Cheng 和 Kwan(2000)認(rèn)為，包括滯后的 FDI存量的影響是三重的。首先，它作為集聚效應(yīng)，產(chǎn)生“積極反饋”和外部性，從而將自我加強(qiáng)進(jìn)一步的投資。其次，它與調(diào)整過(guò)程相關(guān)聯(lián)，如上述部分庫(kù)存調(diào)整模型所示。最后，有助于計(jì)算不可觀察的均衡存量。如果 0＜β1＜1，中國(guó) OFDI的自強(qiáng)化效應(yīng)和動(dòng)態(tài)調(diào)整得到支持。

lnCIFDISi，t-1是中國(guó)在t-1時(shí)期國(guó)家i的IFDI前期存量。使用滯后的存量?jī)r(jià)值來(lái)獲得潛在的外部性有兩個(gè)原因。首先，Driffield和 Love(2003)認(rèn)為，IFDI存量比其流量更有可能涵蓋累積的知識(shí)。同樣，可以假設(shè) IFDI存量需要時(shí)間來(lái)產(chǎn)生外部性，IFDI也需要時(shí)間對(duì) OFDI產(chǎn)生影響。禁止這種外部性生成有很多限制，但是隨著時(shí)間的推移會(huì)減少。因此，IFDI存量更有可能產(chǎn)生積極的外部性來(lái)促進(jìn)對(duì)外直接投資。其次，引入滯后值以避免任何虛假相關(guān)。Oulton(1996)、Driffield和 Love(2003)表明，使用滯后的 IFDI可以準(zhǔn)確地定義溢出效應(yīng)。同期的殘差與前期 IFDI相關(guān)的可能性較小，因此估計(jì)不會(huì)是虛假的。如果我們使用IFDI存量的同期價(jià)值，則誤差項(xiàng)中留下的不可觀察因素可能同時(shí)影響同期的 IFDI和 OFDI。盡管如此，其可能會(huì)采取常見(jiàn)的沖擊形式。例如，外國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的自由化可能會(huì)同時(shí)刺激IFDI和OFDI。本文引入了IFDI存貨一年期滯后價(jià)值來(lái)介紹中國(guó)IFDI與OFDI之間的相關(guān)性。2β的值預(yù)期為正，這意味著中國(guó)前期IFDI存量對(duì)同期的OFDI存量有正向作用。

lnImportst-1是從東道國(guó)滯后一期的進(jìn)口貨值。它將控制前期 IFDI對(duì)同期 OFDI的影響。作為產(chǎn)生外部性的另一個(gè)潛在來(lái)源，還引入了滯后值以避免虛假相關(guān)。

其他控制變量與 Yao和 Wang(2014)的變量相似。實(shí)際 GDP(lnRGDP)和實(shí)際GDP 年增長(zhǎng)率(RGDP_Growth)代表經(jīng)濟(jì)質(zhì)量(Yeaple，2003；Hanson 等，2001；Buckley等，2007)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加快意味著更大的市場(chǎng)和更多的機(jī)會(huì)。因此，預(yù)期這兩個(gè)控制變量的系數(shù)為正。

實(shí)際人均GDP(RGDPPC)表現(xiàn)了東道國(guó)的收入水平，其對(duì)中國(guó)OFDI的影響可能不明確。一方面，收入可能反映了家庭勞動(dòng)力的質(zhì)量。高收入通常意味著勞動(dòng)生產(chǎn)率高，對(duì)中國(guó) OFDI產(chǎn)生積極影響(蔣冠宏和蔣殿春，2014；李磊等，2016)。另一方面，其反映了東道國(guó)的經(jīng)營(yíng)成本。高收入意味著高成本，對(duì)中國(guó) OFDI產(chǎn)生負(fù)面影響(李雪松等，2017)。東道國(guó)收入的凈效應(yīng)取決于衡量勞動(dòng)生產(chǎn)率的正效應(yīng)與其作為工資成本的負(fù)效應(yīng)之間的相互作用。

雙邊出口(Exports)可以作為 OFDI的替代或補(bǔ)充。內(nèi)部化理論(Buckley和Casson，1976)和橫向 FDI理論(Markusen，1984)支持替代關(guān)系，而垂直 FDI理論(Helpman，1984)支持互補(bǔ)關(guān)系。

貿(mào)易開(kāi)放(Openness)的影響也是有爭(zhēng)議的。一方面，東道國(guó)更高的開(kāi)放度將吸引更多的外國(guó)投資，對(duì)OFDI產(chǎn)生積極的影響。另一方面，它與東道國(guó)的貿(mào)易壁壘是負(fù)相關(guān)的。如果中國(guó)因?yàn)椤瓣P(guān)稅跳躍”動(dòng)機(jī)而在高貿(mào)易壁壘國(guó)家進(jìn)行 OFDI，這可能對(duì) OFDI產(chǎn)生負(fù)面影響。

通貨膨脹(Inflation)對(duì)中國(guó) OFDI的影響也包括在內(nèi)，類似于 Kolstad和Wiig(2009)的分析。高通貨膨脹將阻礙 FDI，因?yàn)楦叨冉?jīng)濟(jì)不穩(wěn)定和低實(shí)際利潤(rùn)將限制尋求市場(chǎng)的 FDI(Buckley等，2007)。高通脹貶值當(dāng)?shù)刎泿?，也不鼓?lì)出口導(dǎo)向的FDI。因此，預(yù)期符號(hào)為負(fù)。

東道國(guó)的整體自然資源稟賦(Resources)可以用來(lái)考察中國(guó)的對(duì)外直接投資是否受到自然資源尋求的驅(qū)動(dòng)。依照Cheung和Qian(2009)以及Zhang(2009)的研究，將燃料、礦石和金屬出口占商品出口總額的份額用于代表東道國(guó)的總體自然資源稟賦。東道國(guó)的技術(shù)水平(Technology)檢驗(yàn)中國(guó) OFDI的技術(shù)尋求(或戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求)的動(dòng)機(jī)，由制造業(yè)出口的高科技產(chǎn)品出口所占比例來(lái)衡量。

年度虛擬變量(φt)可以用來(lái)控制對(duì)所有東道國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)影響。東道國(guó)虛擬變量(φi)包括所有時(shí)間常數(shù)不可觀測(cè)的國(guó)家異質(zhì)性。為誤差項(xiàng)。

上述變量的定義和數(shù)據(jù)來(lái)源見(jiàn)附錄A。利用這些數(shù)據(jù)，我們研究了2003—2009年間影響172個(gè)東道國(guó)吸引中國(guó)OFDI存量的因素。整理后的數(shù)據(jù)包括1110個(gè)觀測(cè)值，占中國(guó)初始OFDI總額的84%,。表3報(bào)告了所有變量的統(tǒng)計(jì)性描述。圖2顯示了東道國(guó)在中國(guó)滯后一期的IFDI存量與他們同期吸引中國(guó)OFDI存量之間的關(guān)系。

表2 2003—2009年描述性統(tǒng)計(jì)(7年，172個(gè)東道國(guó))

公式(6)的動(dòng)態(tài)模型存在幾個(gè)相關(guān)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)問(wèn)題。首先，滯后因變量不是嚴(yán)格外生的，它可能與干擾項(xiàng)相關(guān)(Greene，2002)。我們利用工具變量來(lái)避免這個(gè)問(wèn)題。其次，不可觀察的東道國(guó)固定效應(yīng)，如地理和人口統(tǒng)計(jì)，可能與因變量相關(guān)。最后，我們有一個(gè)小T(短時(shí)間段T＝7)和大N(許多東道國(guó)家 N＝172)的面板數(shù)據(jù)。為了解決這些問(wèn)題，我們使用Blundell和Bond(1998)提出的系統(tǒng)GMM。

圖2 172個(gè)東道國(guó)吸引中國(guó)OFDI存量與他們?cè)谥袊?guó)投資IFDI滯后一期存量間的關(guān)系

與差分GMM估計(jì)量相比(Arellano和Bond，1991)，系統(tǒng)GMM包含兩個(gè)方程組。除了在差分GMM中將水平變量當(dāng)工具變量用于差分，系統(tǒng)GMM進(jìn)一步將滯后變量的一階差分作為水平方程中相應(yīng)的水平變量的工具，例如將ΔlnCOFDISi，t-1作為lnCOFDISi，t-1的工具變量引入至水平方程。因此，系統(tǒng)GMM比差分GMM更有效。然而，系統(tǒng)GMM做了附加假設(shè)，即額外的工具變量在水平方程中與特定國(guó)家效應(yīng)不相關(guān)(Blundell和Bond，1998)。這說(shuō)明該附加假設(shè)依賴于穩(wěn)定狀態(tài)，表明長(zhǎng)期收斂值的差分與固定效應(yīng)不相關(guān)。該假設(shè)可通過(guò)滯后因變量的系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)(Roodman 2006)。若系數(shù)位于OLS估計(jì)值與FE估計(jì)值之間則有效，否則系統(tǒng)GMM無(wú)效。為了檢測(cè)水平的固定效應(yīng)之外的自相關(guān)性，我們尋找差分的二階相關(guān)AR(2)。自相關(guān)的存在表明變量的滯后是內(nèi)生的，因此不是適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞?。為了測(cè)試變量工具集和子集的聯(lián)合有效性，我們使用Hansen J檢驗(yàn)和Hansen差分檢驗(yàn)。

Baltagi(2008)認(rèn)為，系統(tǒng)GMM減少了有限樣本偏差，其估計(jì)值與其他動(dòng)態(tài)面板估計(jì)一致且更有效。系統(tǒng)GMM估計(jì)使用兩步穩(wěn)健性回歸來(lái)校正有限樣本偏差(Windmeijer，2005)。Bond(2002)和Roodman(2006)指出，動(dòng)態(tài)面板的普通最小二乘法(OLS)和固定效應(yīng)(FE)估計(jì)是有偏的。然而，它們通過(guò)分別提供上限和下限來(lái)提供對(duì)GMM估計(jì)的有效性檢驗(yàn)。OLS高估了滯后因變量的系數(shù)，因?yàn)樗c誤差正相關(guān)(Hsiao，1986)，F(xiàn)E估計(jì)低估了一個(gè)小組中的系數(shù)(Nickell，1981)。如果滯后因變量的系數(shù)在OLS和FE的估計(jì)之間，系統(tǒng)GMM估計(jì)的有效性就得到保證。因此，我們還報(bào)告了OLS和FE估計(jì)的結(jié)果。

四、結(jié)果與討論

對(duì)于整個(gè)樣本的分析結(jié)果報(bào)告如表3所示。第1列表示了沒(méi)有控制國(guó)家特定影響的OLS回歸結(jié)果。第2列表示控制國(guó)家特定影響的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。第3列將lnCOFDISt-1視為內(nèi)生變量，表示了系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果。專欄(2)通過(guò)控制國(guó)家特定效應(yīng)來(lái)呈現(xiàn)FE(固定效應(yīng))回歸結(jié)果。中國(guó)OFDI存量滯后一期的系數(shù)小于1，表明系統(tǒng)GMM估計(jì)的有效性。估計(jì)系數(shù)0.649的值低于相應(yīng)的OLS估計(jì)上限0.790，并且高于FE估計(jì)的相應(yīng)下限0.326，提供了有效估計(jì)的證據(jù)。

表3 OLS動(dòng)態(tài)面板估計(jì)、固定效應(yīng)FE和系統(tǒng)GMM

系統(tǒng)GMM的有效性取決于其統(tǒng)計(jì)值。F檢驗(yàn)拒絕零假設(shè)。Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)表明，在統(tǒng)計(jì)上不能拒絕不存在二階序列，轉(zhuǎn)換后的方程在第二階段并不連續(xù)相關(guān)，意味著模型正確。拒絕 Hansen test的失敗證實(shí)了增加工具變量的整體有效性。拒絕差分Hansen test的失敗證實(shí)了子集的有效性。

滯后的中國(guó)OFDI存量的系數(shù)在 1%,水平是顯著為正的。東道國(guó)滯后的OFDI存量每增長(zhǎng)10%，當(dāng)期OFDI存量就增長(zhǎng)6.5%。這一結(jié)論支持了集聚效應(yīng)，并提供證據(jù)表明，中國(guó)過(guò)去投資的積極反饋和自強(qiáng)化效應(yīng)推動(dòng)了目前在同一方向上的投資。這一發(fā)現(xiàn)與 Cheung和 Qian(2009)的結(jié)論一致。更重要的是，滯后因變量的意義支持著中國(guó) OFDI的動(dòng)態(tài)調(diào)整。這將在下一節(jié)進(jìn)一步討論。實(shí)證結(jié)果表明，一個(gè)國(guó)家在中國(guó)投資的歷史 IFDI存量對(duì)該國(guó)吸引中國(guó)的投資 OFDI存量有顯著的影響作用。東道國(guó)的滯后 IFDI存量(lnIFDISit-1)每上漲10%，該國(guó)吸引中國(guó)投資OFDI的存量就增長(zhǎng)1%。這一發(fā)現(xiàn)通過(guò)信息和知識(shí)溢出證實(shí)了 IFDI存量的正面外部性，也證明了中國(guó)對(duì)外投資的市場(chǎng)粘性。

其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果也與期望和現(xiàn)有的研究結(jié)果一致。人均實(shí)際 GDP 在5%,的水平上顯著而且是負(fù)的，說(shuō)明中國(guó)投資更傾向于比較欠發(fā)展的國(guó)家和地區(qū)，這與Cheng、Ma和 Zhang 得出的結(jié)論一致。另外，中國(guó)投資者傾向于出口更多商品和服務(wù)的東道國(guó)，以往有確鑿的研究證實(shí)了這一點(diǎn)(Buckley等，2007；Cheung和Qian，2009；Zhang，2009)。Resources的估計(jì)值表明，中國(guó)OFDI更有可能被自然資源豐富的國(guó)家吸引，這一發(fā)現(xiàn)證實(shí)了自然資源尋求動(dòng)機(jī)以及與其他實(shí)證研究結(jié)果相一致(Buckley等，2007；Cheung和Qian，2009)。

實(shí)際GDP和實(shí)際GDP增長(zhǎng)的結(jié)果不顯著，這意味著中國(guó)跨國(guó)企業(yè)在整個(gè)樣本中沒(méi)有市場(chǎng)尋求動(dòng)力的證據(jù)。同樣，估計(jì)結(jié)果不足以支持中國(guó)跨國(guó)公司尋求技術(shù)的動(dòng)機(jī)。中國(guó)來(lái)自東道國(guó)的滯后進(jìn)口、東道國(guó)的開(kāi)放度、腐敗控制度和通貨膨脹的影響也幾乎為零。

部分庫(kù)存調(diào)整模型使我們能夠恢復(fù)未觀察到的均衡存量，并將其與實(shí)際水平進(jìn)行比較。調(diào)整過(guò)程如公式(7)所示：

lnCOFDISit-1的系數(shù)(即1-α)表明調(diào)整速度為α＝1-0.649＝0.351。如果中國(guó)OFDI存量能夠保持此穩(wěn)定狀態(tài)，則需要約1/α＝1/0.351≈3年來(lái)彌補(bǔ)均衡與實(shí)際存量之間的差距。這種逐步調(diào)整反映了調(diào)整成本的影響。

根據(jù)方程(7)可以計(jì)算出中國(guó)OFDI的均衡存量。Cheng和Kwan(2000)認(rèn)為，均衡存量的變化反映了政策和外生變量的影響，沒(méi)有調(diào)整成本和自我增強(qiáng)效應(yīng)的干預(yù)；實(shí)際和均衡存量之間的差異反映了東道國(guó)吸引來(lái)自中國(guó)進(jìn)一步投資的潛力。

為了研究均衡和實(shí)際庫(kù)存之間的差異，我們計(jì)算了均衡OFDI存量的年均中位數(shù)和年均增長(zhǎng)率，并將其與實(shí)際水平進(jìn)行比較(圖3和圖4)。研究結(jié)果分為以下三個(gè)方面。第一，圖3中均衡存量總是大于實(shí)際存量，意味著中國(guó)的實(shí)際對(duì)外直接投資普遍不足。因此，中國(guó)的對(duì)外直接投資依然存在巨大潛力，并將不斷拓展。第二，2007年的次貸危機(jī)并沒(méi)有影響中國(guó)的對(duì)外直接投資。2008年其均衡存量以及實(shí)際存量的中位數(shù)保持穩(wěn)定，并在2009年持續(xù)增長(zhǎng)，這意味著中國(guó)通過(guò)海外投資在世界經(jīng)濟(jì)中實(shí)現(xiàn)重新整合是一項(xiàng)長(zhǎng)期的戰(zhàn)略，不會(huì)由于受到短期沖擊而產(chǎn)生根本性的改變。第三，最重要的是，其均衡存量的波動(dòng)性比實(shí)際水平波動(dòng)性更大。次貸危機(jī)對(duì)其均衡存量的影響比實(shí)際水平更強(qiáng)。其均衡存量是在沒(méi)有自我增強(qiáng)效應(yīng)和調(diào)整成本的情況下進(jìn)行估計(jì)的，因此對(duì)外部變化的反應(yīng)更快。投資慣性和調(diào)整成本使其實(shí)際存量對(duì)外部變化的反應(yīng)放緩。

圖3 中國(guó)OFDI均衡存量和實(shí)際存量的中位數(shù)

圖4 中位數(shù)的年增長(zhǎng)率

調(diào)整成本具有不同的來(lái)源：兩項(xiàng)研究“time-to-plan”(Christiano 和 Todd，1996)及“time-to-build”(Casares，2002)提供了宏觀證據(jù)。中國(guó)相對(duì)穩(wěn)定的實(shí)際對(duì)外直接投資表明中國(guó)的海外投資仍面臨投資調(diào)整成本。比如中國(guó)的海外投資必須通過(guò)一系列的政府部門(mén)審核和登記。這些行政事務(wù)性過(guò)程減緩了實(shí)際 OFDI 存量的反應(yīng)速度，但均衡存量可以更迅速地作出反應(yīng)。

我們利用實(shí)際和均衡存量的差反映東道國(guó)吸引未來(lái)投資的潛力。差值逐漸縮小表明東道國(guó)在利用其潛力達(dá)到均衡存量。如圖5所示。通過(guò)對(duì)實(shí)際存量與均衡存量之比取對(duì)數(shù)來(lái)測(cè)定。負(fù)值表示實(shí)際 OFDI存量沒(méi)有達(dá)到均衡水平，說(shuō)明中國(guó)對(duì)外直接投資不足。實(shí)際 OFDI存量和均衡存量離差逐漸縮小以及穩(wěn)定的中位數(shù)顯示出收斂的趨勢(shì)。這意味著東道國(guó)在積極利用其潛力來(lái)吸引中國(guó)投資，并且現(xiàn)有投資存量動(dòng)態(tài)調(diào)整趨于均衡存量。這種收斂趨勢(shì)將在之后的例子中進(jìn)一步解釋。

圖5 實(shí)際和均衡OFDI存量之差

為了檢驗(yàn)中國(guó)OFDI的動(dòng)態(tài)調(diào)整和IFDI是否隨著東道國(guó)的特征而改變，按照科技水平、自然資源和收入水平三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，我們將東道國(guó)劃分為幾類。對(duì)于所有分類，系統(tǒng)GMM 估計(jì)通過(guò)了所有樣本的所有檢驗(yàn)，結(jié)果報(bào)告在表4中。特別是，作為系統(tǒng) GMM有效性的基本依據(jù)，任何樣本的估計(jì)中，滯后一期的中國(guó) OFDI 存量系數(shù)小于1，并保持穩(wěn)態(tài)假設(shè)。它恰好位于 OLS估計(jì)的上限之下和FE估計(jì)的下限之上。

表4中列(1)和列(2)表示了高科技國(guó)家和低技術(shù)國(guó)家的系統(tǒng)GMM估計(jì)。滯后一期的中國(guó)IFDI存量系數(shù)為正，在5%,以下水平顯著。滯后OFDI的集聚效應(yīng)在兩個(gè)子樣本中都很強(qiáng)，但在高科技東道國(guó)更大。高科技國(guó)家的調(diào)整速度(0.372)低于低科技國(guó)家(0.615)，調(diào)整成本比后者高。例如，中國(guó)跨國(guó)企業(yè)在聘用熟練勞動(dòng)力和專家于新興投資方面，高科技國(guó)家的生產(chǎn)準(zhǔn)備成本可能更高。如果中國(guó) OFDI存量保持穩(wěn)定狀態(tài)，則彌補(bǔ)兩個(gè)樣本實(shí)際庫(kù)存與均衡庫(kù)存之間的差距分別需要約3年和2年的時(shí)間。

圖6顯示了高科技和低技術(shù)國(guó)家吸引中國(guó)OFDI均衡和實(shí)際存量的中位數(shù)。高科技國(guó)家的均衡存量較高。一個(gè)可能的解釋是，技術(shù)尋求動(dòng)力往往將中國(guó)的 OFDI推向高科技東道國(guó)，但這需要時(shí)間。Wang和 Blomstrom(1992)明確指出，雖然技術(shù)溢出是固有的，但它們并不會(huì)自動(dòng)產(chǎn)生作用。技術(shù)處于劣勢(shì)的公司在吸收先進(jìn)技術(shù)方面進(jìn)行的學(xué)習(xí)投入越多，技術(shù)溢出對(duì)活躍投資者的轉(zhuǎn)移率就越高。因此，中國(guó)在高科技東道國(guó)的最終 OFDI存量可能會(huì)更高。我們還發(fā)現(xiàn)均衡存量在兩個(gè)樣本中比實(shí)際存量波動(dòng)性更大。有趣的是，高科技國(guó)家的均衡和實(shí)際存量差異普遍大于低科技國(guó)家的差異，這與中國(guó)OFDI在前者的調(diào)整速度較慢和調(diào)整成本較高有關(guān)。

此外，我們還發(fā)現(xiàn)中國(guó)實(shí)際 OFDI存量和均衡存量離差的逐漸縮小以及穩(wěn)定的中位數(shù)顯示出收斂的趨勢(shì)。高科技國(guó)家的離差高于低科技國(guó)家，這與上述實(shí)際存量調(diào)整速度比前者均衡水平偏高的結(jié)論一致。

表4中的列(3)和列(4)分別是自然資源豐富與稀缺的國(guó)家的結(jié)果，列(5)和列(6)分別報(bào)告了高收入國(guó)家和低收入國(guó)家的結(jié)果。所有列中滯后中國(guó) OFDI存量的系數(shù)均顯著為正。列(3)、(4)之間以及列(5)、(6)之間的調(diào)整速度或縮短均衡和實(shí)際庫(kù)存之間差距的年數(shù)相似。

表4 東道國(guó)特征的系統(tǒng)GMM檢驗(yàn)

圖6 高科技與低技術(shù)國(guó)家中均衡和實(shí)際OFDI存量的中位數(shù)

圖7給出了資源豐富和稀缺國(guó)家的實(shí)際和均衡存量的中位數(shù)和離差，圖8顯示了高收入和低收入國(guó)家的相應(yīng)值。

圖7 中國(guó)在自然資源豐富及自然資源稀缺國(guó)家的均衡和實(shí)際OFDI存量的中位數(shù)

圖8 高收入國(guó)家和低收入國(guó)家中中國(guó)均衡和實(shí)際OFDI存量的中位數(shù)

此結(jié)果與之前結(jié)果一致。均衡存量總是比所有拆分樣本中的實(shí)際水平波動(dòng)性更大。資源豐富國(guó)家的均衡和實(shí)際存量之間的差異與資源稀缺國(guó)家相似，高收入國(guó)家和低收入國(guó)家之間也存在差異。

這些結(jié)果證實(shí)了兩組中有相似的的調(diào)整速度(或調(diào)整成本)。中國(guó)OFDI在所有子樣本中都投入不足，所以東道國(guó)有潛力吸引更多的中國(guó)外商直接投資，不論資源稟賦或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如何。在所有子樣本中，實(shí)際存量與其均衡水平之間存在相對(duì)收斂以及相似的離差。

滯后的 IFDI存量對(duì)高技術(shù)國(guó)家和中低收入國(guó)家的同期 OFDI存量產(chǎn)生了顯著的正影響，而資源豐富或稀缺的國(guó)家其影響與零無(wú)異。鑒于 IFDI的溢出效應(yīng)主要來(lái)自制造業(yè)，關(guān)于東道國(guó)技術(shù)的溢出信息與中國(guó)在這些國(guó)家的未來(lái)投資有關(guān)，而關(guān)于東道國(guó)自然資源的溢出信息可能與之并不相關(guān)。我們還發(fā)現(xiàn)，高收入國(guó)家對(duì)中國(guó)的前期投資越多，中國(guó)對(duì)其投資就越多，而對(duì)低收入國(guó)家而言，這種影響并不明顯。一個(gè)可能的解釋是，高收入國(guó)家的消費(fèi)者需求更加多樣化，溢出信息可能包括消費(fèi)者偏好。例如，美國(guó)是中國(guó)最主要的 IFDI來(lái)源國(guó)，美國(guó)的累積投資可能為中國(guó)提供了更好地了解美國(guó)消費(fèi)者偏好的機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)中國(guó)的后續(xù)投資。一個(gè)成功的例子是海爾在美國(guó)投資設(shè)計(jì)和生產(chǎn)冰箱，并迅速成為一個(gè)領(lǐng)先的品牌?？偠灾?，我們找到了支持中國(guó)的 IFDI與OFDI有正向關(guān)系的證據(jù)。

我們還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)以研究結(jié)論對(duì)各種變化的敏感度。我們使用 t-2和更早期的水平作為系統(tǒng) GMM 估計(jì)中轉(zhuǎn)化公式時(shí)的工具變量，結(jié)果不會(huì)改變主要變量的符號(hào)和意義。估計(jì)系數(shù)的大小也非常相近。為進(jìn)一步糾正可能影響中國(guó) OFDI存量實(shí)際數(shù)量的避稅天堂和境外金融中心的偏差，我們將我國(guó)的香港特別行政區(qū)和我國(guó)的澳門(mén)特別行政區(qū)從樣本中扣除。因此，這兩個(gè)特別行政區(qū)的“迂回投資”(Wong 和Chan，2003；Xiao，2004)都被排除在外，估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。我們剔除出了 4個(gè)Governance值極高的觀測(cè)值，結(jié)論與文中報(bào)告的主要結(jié)果相似。

五、結(jié) 論

本文研究結(jié)論表明中國(guó) OFDI 確實(shí)存在動(dòng)態(tài)調(diào)整和集聚效應(yīng)。動(dòng)態(tài)調(diào)整表明中國(guó)OFDI存在大量調(diào)整成本，意味著中國(guó)現(xiàn)有 OFDI 存量正逐漸向均衡水平調(diào)整，還原得出的均衡存量不僅比實(shí)際存量更大而且波動(dòng)性更強(qiáng)。東道國(guó)積極利用其潛力來(lái)吸引中國(guó)未來(lái)的投資。有證據(jù)表明中國(guó)滯后的 IFDI與其同期 OFDI呈正相關(guān)。此外，中國(guó)OFDI 在高科技國(guó)家的動(dòng)態(tài)調(diào)整和集聚效應(yīng)都比其在低技術(shù)國(guó)家的相對(duì)較強(qiáng)。相反地，這并不隨東道國(guó)的自然資源豐度或收入水平而變化。同時(shí)，也有證據(jù)表明中國(guó)在高收入國(guó)家的OFDI與IFDI正相關(guān)，而且這一正相關(guān)關(guān)系并不以東道國(guó)的科技水平為先決條件。

這樣的實(shí)證結(jié)果剛好符合我們所提出的市場(chǎng)粘性理論假設(shè)，前來(lái)中國(guó)內(nèi)陸投資的經(jīng)濟(jì)體主要是文化很接近的我國(guó)的“港澳臺(tái)地區(qū)”，或者是歐美日等具有技術(shù)優(yōu)勢(shì)和法制優(yōu)勢(shì)的西方國(guó)家。中國(guó)企業(yè)對(duì)這些經(jīng)濟(jì)體最了解，因而對(duì)他們的投資風(fēng)險(xiǎn)也比較低。但是，這不等于中國(guó)企業(yè)對(duì)那些欠發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體缺乏技術(shù)優(yōu)勢(shì)，相反，中國(guó)的技術(shù)非常適用于欠發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體，只是中國(guó)企業(yè)對(duì)那里的社會(huì)和市場(chǎng)缺乏了解而已。隨著中國(guó)企業(yè)不斷走出去，雖然對(duì)前來(lái)中國(guó)投資的經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生過(guò)市場(chǎng)粘性，今后在陌生的經(jīng)濟(jì)體必將有更大的發(fā)展空間。在對(duì)其他經(jīng)濟(jì)體投資積累經(jīng)驗(yàn)以后，通過(guò)“一帶一路”建設(shè)，并得到亞投行、幾大國(guó)家政策和商業(yè)銀行的大力支持，中國(guó)企業(yè)已經(jīng)大規(guī)模的挺進(jìn)那些原來(lái)比較陌生的經(jīng)濟(jì)體，例如巴基斯坦、中亞諸國(guó)和東部非洲。當(dāng)中國(guó)企業(yè)熟悉這些經(jīng)濟(jì)體以后，就能形成新的市場(chǎng)粘性，從而使中國(guó)的對(duì)外投資更加多元化。

本文的研究結(jié)論有兩方面的政策涵義。首先，調(diào)整成本的存在限制了中國(guó)對(duì)外直接投資的潛力，進(jìn)一步簡(jiǎn)化審批制度將有效降低調(diào)整成本。其次，中國(guó)政府應(yīng)更多地提供有關(guān)東道國(guó)的信息，這些有價(jià)值的信息有助于中國(guó)的跨國(guó)企業(yè)更好地了解國(guó)外市場(chǎng)，更快地對(duì)未來(lái)投資做出決擇。對(duì)于東道國(guó)，這意味著要吸引更多的中國(guó)投資必須更好地了解中國(guó)的政治和經(jīng)濟(jì)制度。

附錄A 變量說(shuō)明和數(shù)據(jù)來(lái)源

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