楊從智

[摘? ? 要] 在“一帶一路”的背景下，我國對外直接投資迎來新一輪的快速增長。本文采用最小二乘法（OLS），利用2007-2017年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對我國對外直接投資的影響因素進行了多元回歸分析和聯(lián)合假設(shè)檢驗。研究表明，經(jīng)濟規(guī)模、貿(mào)易規(guī)模、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、政府政策和本幣匯率均會對我國對外直接投資產(chǎn)生顯著影響。根據(jù)研究結(jié)果，本文提出建議以期促進我國對外直接投資的發(fā)展。

[關(guān)鍵詞] 對外直接投資;內(nèi)部張力因素;宏觀經(jīng)濟;聯(lián)合檢驗;實證研究

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2020. 01. 064

[中圖分類號] F208? ? [文獻標(biāo)識碼]? A? ? ? [文章編號]? 1673 - 0194（2020）01- 0156- 04

1? ? ? 引言與文獻綜述

2005年，國務(wù)院發(fā)布了促進非公有制經(jīng)濟發(fā)展的36條意見，明確提出允許民間投資進入法律法規(guī)未禁止的行業(yè)和領(lǐng)域。2006年，我國人均GDP首次突破2 000美元，中國經(jīng)濟實力有了較大提高，政府對投資尤其是民間投資的限制變得較為寬松，一大批企業(yè)以此為契機，利用所有權(quán)優(yōu)勢和內(nèi)部化優(yōu)勢，推動了對外投資的迅速增長。2011年，我國人均GDP首次突破4 750美元。2013年，習(xí)近平主席提出“一帶一路”倡議，依托雄厚的經(jīng)濟實力和良好的政策環(huán)境，對外投資由量的積累逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)的提高，在保持投資規(guī)模穩(wěn)定增長的同時，投資區(qū)域更趨廣泛化、合理化，投資行業(yè)逐漸從低端技術(shù)部門轉(zhuǎn)向高端技術(shù)、附加值部門。2016年，我國對外直接投資流量分別是美國、英國、德國、日本同水平時期的9.3倍、2.4倍、9.5倍、19.3倍，對外直接投資存量分別是是四國的11.2倍、1.9倍、13.5倍、24.4倍。2017年，中國對外直接投資流量1 246億美元，位居世界第3;存量14 820億美元，位居世界第8。在近十余年來對外投資由中高速增長到逐漸回歸理性這一新形勢的背后，促進中國對外直接投資的宏觀有利條件有哪些，哪些因素影響中國對外的直接投資是本文研究的中心。

國外學(xué)者對發(fā)達國家對外直接投資的研究十分豐富，但對發(fā)展中國家尤其是中國的研究相對較少。國內(nèi)學(xué)者對我國對外直接投資的研究大都集中于其對經(jīng)濟增長的促進作用，如生產(chǎn)要素配置效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng);而涉及對外直接投資自身的影響因素，如區(qū)位選擇時則以定性與規(guī)范研究為主，實證研究相對有限。喬慧超、沙文兵（2012）利用Panel Data 檢驗對中國對外直接投資的決定因素進行了實證研究，但只從對外直接投資東道國的國內(nèi)環(huán)境即外部引力因素進行分析，而沒有考慮投資國母國的內(nèi)部環(huán)境即內(nèi)部張力因素。張為付（2008）對對外直接投資的內(nèi)部因素建立模型進行了回歸分析，但其使用的是1996-2007年的數(shù)據(jù)，時效性不足，不能很好地反映我國對外直接投資影響因素的新變化，且其部分解釋變量回歸結(jié)果的顯著性水平較低，解釋作用較弱。邱信豐、 趙琨婷（2008），黃梅波、李澤政（2018）對我國對外直接投資、民間投資和投資政策進行了系統(tǒng)性的分析，但均為定性和規(guī)范研究，而缺乏必要的實證研究支撐。José I. Galán， Javier González（2001）基于103個跨國公司的截面數(shù)據(jù)對國際投資進程中所有權(quán)因素、內(nèi)部化因素和位置因素進行了實證分析，但因為其樣本選擇集中在經(jīng)濟高度發(fā)達地區(qū)，得出的結(jié)論對我國對外直接投資發(fā)展實際的借鑒意義不強。Friedrich Schneider，Bruno S Frey（1985）基于80個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)進行了實證分析，建立了包含政治與經(jīng)濟雙重因素的計量模型，得出實際人均國民生產(chǎn)總值越高，國際收支逆差越低，吸引的外國直接投資就越多的結(jié)論，對我國對外直接投資具有很好的借鑒意義;但其在政治穩(wěn)定性對投資影響的研究中得出的西方國家和國際組織的多邊援助對投資具有刺激作用，而社會主義國家的援助則會產(chǎn)生負面影響這一結(jié)論在今天看來是片面的，也是與中國對外直接投資發(fā)展現(xiàn)實嚴重不符的，兩位學(xué)者受時代局限性的影響，得出的部分結(jié)論對中國的普適性不是很強。

關(guān)于研究中國對外直接投資影響因素的現(xiàn)有文獻在解釋變量選取上，大都聚焦于某一具體的外部引力或環(huán)境支撐力因素，樣本范圍則限于某一具體的地區(qū)或某一類跨國公司，而對我國整體宏觀領(lǐng)域?qū)ν庵苯油顿Y影響因素的研究較為缺乏。本文借鑒現(xiàn)有文獻的研究成果對新形勢下中國對外直接投資影響因素進行實證研究，分析2007-2017年間的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，以期發(fā)現(xiàn)影響我國投資的內(nèi)部張力因素，并對今后我國對外直接投資的發(fā)展提供政策建議。

2? ? ? 模型的估計方法與估計結(jié)果

2.1? ?模型的建立

鄧寧等人的理論研究和黃梅波等人的經(jīng)驗研究表明，影響一國對外直接投資發(fā)展的因素包括經(jīng)濟、政策和文化等方面，各種解釋變量對對外直接投資規(guī)模這一因變量的影響方向和程度各不相同，但限于數(shù)據(jù)的可量化性、可獲取性、時效性和我國對外直接投資發(fā)展的實際以及其他學(xué)者先前的研究結(jié)果，僅選擇8個最具代表性的解釋變量，建立如下的計量模型：

ln OFDI=β0+β1ln GDP+β2lnEXPORT+β3lnIMPORT+β4ln（ANTI-DUMPING）+β5lnTRCTURE+β6ln（EXCHANGE-RATE）+β7ln（IN-OUT-PERSON）+β8lnGOVERNMENT+u

其中，OFDI為對外直接投資規(guī)模，GDP為年經(jīng)濟規(guī)模，EXPORT為年出口規(guī)模，IMPORT為年進口規(guī)模，ANTI-DUMPING為出口產(chǎn)品年度遭遇反傾銷數(shù)量，STRCTURE為民營經(jīng)濟（這里民營經(jīng)濟指除國有經(jīng)濟以外的內(nèi)資經(jīng)濟，包括集體經(jīng)濟、私營經(jīng)濟、個體經(jīng)濟和股份制經(jīng)濟）占整個經(jīng)濟的比重，EXCHANGE-RATE為人民幣對美元的匯率，IN-OUT-PERSON為年度出入境人次，GOVERNMENT為政府對對外直接投資的支持力度，βi（i=1，2，…，8）回歸系數(shù)測量OFDI對各相關(guān)變量的彈性，u為隨機誤差項。

2.2? ?數(shù)據(jù)的選擇

考慮到數(shù)據(jù)的時效性、完整性和可獲取性，本文選取2007-2017年影響我國對外直接投資因素的指標(biāo)，詳見表1。其中：Y因變量 ：我國對外直接投資額（億美元），數(shù)據(jù)來源：歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》;自變量：X1：我國經(jīng)濟規(guī)模，數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X2：我國出口總額（億美元），數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X3：我國進口總額（億美元），數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X4：中國出口遭遇反傾銷調(diào)查立案數(shù)量（件），數(shù)據(jù)來源：貿(mào)易救濟信息網(wǎng)、商務(wù)部統(tǒng)計數(shù)據(jù);X5：我國民營企業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重（%），數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;X6：人民幣對美元匯率，數(shù)據(jù)來源：外匯管理局統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理所得;X7：我國出入境人員數(shù)量（萬人），數(shù)據(jù)來源：公安部出入境管理局、國家移民管理局統(tǒng)計數(shù)據(jù);X8：政策對對外直接投資的支持力度（以1995年為基期，默認初始值為1），數(shù)據(jù)來源：邱信豐《改革開放 40 年來我國民間投資政策演變、經(jīng)濟績效與長效機制構(gòu)建》一文中相關(guān)數(shù)據(jù)整理所得。

2.3? ?結(jié)果的分析

本文使用Stata 12.0統(tǒng)計軟件對模型進行數(shù)據(jù)分析，為消除異方差的影響，首先對各指標(biāo)取對數(shù)，再進行多元回歸分析，分析結(jié)果詳見表2、表3。

從回歸的統(tǒng)計結(jié)果看，雖然個別變量的t統(tǒng)計量值并不顯著，但這并不影響分析的結(jié)果，調(diào)整后的R2=0.946 999，擬合優(yōu)度較高，說明回歸方程擬合得很好。此外，回歸方程的F統(tǒng)計量的概率Prob（F-statistic）=0.041 731<0.05，故在95%的置信水平下認為模型總體是顯著的，這些變量可用來解釋我國對外直接投資的變動情況。

（1）我國的經(jīng)濟規(guī)模對OFDI影響方向為正，彈性系數(shù)很大。我國GDP總量每增長1%，我國對外直接投資額平均增長9.99%。這說明當(dāng)一國處于較高的經(jīng)濟發(fā)展水平時，它的對外直接投資規(guī)模往往也會很大，結(jié)論與主流經(jīng)濟學(xué)觀點相符。根據(jù)英國經(jīng)濟學(xué)家鄧寧的投資發(fā)展周期理論，我國自2007年以來先后經(jīng)歷了對外直接投資發(fā)展的三、四階段（2011年進入第四階段），隨著人均GDP的增加，我國對外直接投資力度明顯加強，對外直接投資凈額呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。

（2）我國的年出口規(guī)模對OFDI影響方向為正，彈性系數(shù)較大。我國出口總額每增長1%，我國對外直接投資額平均增長4.50%。這說明產(chǎn)品和貿(mào)易出口規(guī)模的擴大有利于一國對外直接投資的增加，也印證了在國際收支平衡表中一國凈出口與資金凈流出往往呈現(xiàn)同方向同比例變動的結(jié)論。

（3）我國的年進口規(guī)模對OFDI影響方向為負，彈性系數(shù)較小。我國進口總額每增長1%，我國對外直接投資額平均下降0.894%。這說明產(chǎn)品和貿(mào)易的進口會對一國對外直接投資產(chǎn)生一定的阻礙作用，但影響較小且顯著性水平不高。根據(jù)美國經(jīng)濟學(xué)家克魯格曼的新貿(mào)易理論模型，進口不具有相對比較優(yōu)勢的產(chǎn)品會帶來更大的效用和消費者剩余，因此通過建立關(guān)稅壁壘等貿(mào)易保護政策人為減少進口以促進對外投資的做法是不可取的。

（4）我國的出口遭遇反傾銷調(diào)查立案數(shù)量對OFDI影響方向為負，出口產(chǎn)品年度遭遇反傾銷數(shù)量每增長1%，我國對外直接投資額平均下降1.01%，這說明別國的反傾銷會對一國對外直接投資產(chǎn)生負面的影響。與國內(nèi)學(xué)者張為付2008年的研究結(jié)果相比，10年來反傾銷對我國OFDI的影響呈減弱趨勢。雖然10年中對我國開展反傾銷調(diào)查的國家、涉及的行業(yè)、金額和案件數(shù)量均不斷上升，但我國的企業(yè)和政府也在WTO的法律框架下積極維護自身的合法權(quán)益，并在實際考驗中不斷提高了應(yīng)對反傾銷調(diào)查的能力。

（5）我國的民營經(jīng)濟占整個經(jīng)濟的比重對OFDI影響為正，彈性系數(shù)很大。民營企業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重每增長1%，我國對外直接投資額平均增長12.62%。這說明我國民營經(jīng)濟的發(fā)展對對外直接投資規(guī)模的擴大做出了很大的貢獻，民營企業(yè)正逐漸成為我國對外投資的主力軍。由于民營企業(yè)對價格的反應(yīng)更為敏感，且其以追求利潤最大化為目標(biāo)，受到的行政約束相對較小，因此在對外直接投資上相比于國有經(jīng)濟往往更具優(yōu)勢。

（6）人民幣匯率對OFDI影響為正，彈性系數(shù)較大。人民幣對美元匯率每增長1%，我國對外直接投資額平均增長2.57%，這說明人民幣的升值有利于我國對外投資規(guī)模的擴大。根據(jù)蒙代爾—弗萊明模型，自2005年我國實施盯住一籃子貨幣的中間匯率制度以來，在保持貨幣政策獨立性的前提下，對固定匯率制的削弱將更有利于資本在國際間的自由流動。而人民幣匯率的升值降低了中國對外直接投資的相對成本，從而促進了中國對外直接投資額的增加。

（7）我國年度出入境人次對OFDI影響為正，彈性較小。我國出入境人員數(shù)量每增長1%，我國對外直接投資額平均增長0.80%。這說明跨國界的人員流動對對外直接投資有一定的促進作用，但效果較弱且并不顯著。通過對相關(guān)數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)分析，我們發(fā)現(xiàn)約半數(shù)的出入境人員由游客構(gòu)成，雖然國外游客在我國的消費有利于增加國民收入并間接影響對外投資，但我國游客的出國消費同樣會對本國消費市場造成不利影響，而且刨除游客后，政府間的行政人員流動也占據(jù)了出入境人數(shù)相當(dāng)大的比例，所以年度出入境人員中以經(jīng)貿(mào)合作為目的的比例偏低，其對對外直接投資規(guī)模的影響也并不能夠直接得出結(jié)論。

（8）我國政府的支持力度對OFDI影響為正，彈性較大。政策對對外直接投資的支持力度每增長1%，我國對外直接投資額平均增長3.34%。這說明我國政府的政策支持對于對外直接投資具有較強的促進作用，一方面表現(xiàn)在政府為投資主體創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，破除體制機制障礙，另一方面則表現(xiàn)在政府部門和國有獨資公司直接出資成立相關(guān)投資機構(gòu)，為對外投資提供資金支持，如成立亞投行、絲路基金等。

3? ? ? 結(jié)論與對策建議

本文運用OLS方法，基于2007-2017年間我國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，就影響我國對外直接投資的因素進行了實證分析，通過聯(lián)合假設(shè)檢驗證明了經(jīng)濟規(guī)模、貿(mào)易規(guī)模、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、政府政策、本幣匯率、反傾銷調(diào)查和跨國人員流動均會對我國對外直接投資產(chǎn)生直接影響，且影響從總體來看是顯著的，其中經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響最大，其次是出口規(guī)模、政策支持力度和人民幣匯率，反傾銷數(shù)量與跨國人員流動量對對外直接投資的影響最小。

隨著改革開放的全面深化，為使我國在對外直接投資上能夠充分利用有利的宏觀經(jīng)濟條件，在貿(mào)易保護主義逐漸抬頭、全球化進程日益受到挑戰(zhàn)的今天，更好地實施“走出去”戰(zhàn)略，促進對外投資提質(zhì)增效，本文在實證研究的基礎(chǔ)上提出以下政策建議：

第一，大力發(fā)展經(jīng)濟，培育新的區(qū)域優(yōu)勢增長點。本文研究發(fā)現(xiàn)，我國GDP總量每增長1%，我國對外直接投資額平均增長9.99%，這表明對外直接投資的發(fā)展依賴本國經(jīng)濟體量的擴大。我國應(yīng)不斷擴大市場規(guī)模，提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，支撐企業(yè)競爭水平的提高，培育新的技術(shù)優(yōu)勢、規(guī)模優(yōu)勢、成本優(yōu)勢，打造新的對外投資增長點。

第二，堅持以市場為導(dǎo)向，打造民營企業(yè)對外直接投資主體地位。本文研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重每增長1%，我國對外直接投資額平均增長12.62%，這表明在經(jīng)濟利益的推動下，民營企業(yè)才是未來我國對外直接投資的主體。任何投資脫離市場的需求都是盲目的，而民營企業(yè)恰恰對市場價格與需求變動的反應(yīng)最為敏感。因此，要毫不動搖地鼓勵、支持和引導(dǎo)非公有制經(jīng)濟發(fā)展，構(gòu)建多層次的投資主體網(wǎng)絡(luò)，以市場為導(dǎo)向進行對外投資。

第三，將貿(mào)易與對外直接投資結(jié)合起來，以貿(mào)易帶動直接投資。本文研究發(fā)現(xiàn)，我國出口總額每增長1%，我國對外直接投資額平均增長4.50%，這表明通過先前的貿(mào)易積累起來的資金、整合得到的投資信息和收集到的有效市場反饋有利于中國企業(yè)進一步對外直接投資。因此，中國企業(yè)在對投資東道國的國內(nèi)市場環(huán)境缺乏了解的情況下，可以先拿出口開路，利用出口成本低、風(fēng)險小、見效快的特點，為接下來的國際投資打下資金、市場和信息基礎(chǔ)。

第四，加強政府引導(dǎo)，建立完善對外直接投資政策體系。本文研究發(fā)現(xiàn)，政府對對外直接投資的支持力度每增長1%，我國對外直接投資額平均增長3.34%，這表明政府的引導(dǎo)作用在我國對外直接投資規(guī)模擴張上扮演著重要角色。因此，在對外直接投資過程中，政府應(yīng)正確引導(dǎo)企業(yè)，不斷完善融資稅收等咨詢服務(wù)，并逐漸完善海外投資保障體系，對于由政治風(fēng)險造成的損失，政府應(yīng)給予適當(dāng)?shù)难a償。同時，還應(yīng)完善對外直接投資的法律法規(guī)，保障良好、穩(wěn)定的市場秩序，保障中國企業(yè)能夠在海外市場公平參與競爭;完善審批制度，降低行政成本;減少尋租空間，降低制度性交易成本。

第五，擴大人民幣國際影響力，利用“一帶一路”拓展人民幣國際化新空間。本文研究發(fā)現(xiàn)，人民幣對美元匯率每增長1%，我國對外直接投資額平均增長2.57%，這表明中國對外直接投資對本幣匯率水平較為敏感。因此，要在防范可能遇到的外匯風(fēng)險的同時，利用人民幣作為強勢貨幣的優(yōu)勢加快投資，擴大人民幣結(jié)算試點單位，加快實現(xiàn)人民幣國際化進程。

主要參考文獻

[1]José I. Galán， Javier González. Determinant Factors of Foreign Direct Investment：Some Empirical Evidence[J]. European Business Review，2001，13（5）：269-278.

[2]Friedrich Schneider，Bruno S Frey.Economic and Political Determinants of Foreign Direct Investment[J]. World Development，1985，13（2）：161-175.

[3]張為付. 影響我國企業(yè)對外直接投資因素研究[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2008，25（11）：130-140.

[4]喬慧超，沙文兵. 中國對東盟直接投資決定因素的實證研究——基于東盟十國的 Panel Data 檢驗[J]. 廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報，2012，25（3）：1-6.

[5]黃梅波，李澤政. 中國對外直接投資40年：動因及模式[J].東南學(xué)術(shù)，2018，41（4）：80-92.

[6]邱信豐，趙琨婷. 改革開放40年來我國民間投資政策演變、經(jīng)濟績效與長效機制構(gòu)建[J]. 企業(yè)經(jīng)濟，2018，38（12）：64-73.

[6]趙長明.“一帶一路”倡議實施中企業(yè)風(fēng)險防控研究[J]. 哈爾濱師范大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2018（1）： 75-79.