中国对外直接投资主要动因类型的实证研究——基于1982～2007年的外向投资流向分析，本文主要内容关键词为：动因论文,流向论文,直接投资论文,中国对外论文,类型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F830.59 文献标识码：A 文章编号：1002－0594（2009）07－0004－07
对外贸易和国际投资是一国参与经济全球化的重要方式。但长期以来，无论是同中国庞大的经济体还是与引进的外商直接投资相比，中国的对外直接投资都处于极不相称的状况，而且“走出去”的质量也不高。只是近年来尤其是“走出去”战略实施以后，中国的对外投资才开始出现迅速增长。
有关中国对外直接投资方面的研究不少，但是研究方法和选择变量的不同得出了不同甚至相反的结论。本文力图结合中国对外直接投资的详细情况，在检视现有文献的基础上进一步研究中国企业“走出去”的主要动因类型，并指出与现有研究的不同。
一、文献简述
（一）对外直接投资的贸易效应
对外直接投资（OFDI）理论与实证研究的一个主要方向是探讨对外直接投资与国际贸易之间的关系。从理论上看，对外直接投资可能减少贸易（替代），也可能增加贸易（互补）。
Mundell（1957）根据H－O－S定理提出替代模型，认为如果两国的生产函数相同，则国际贸易和国际直接投资之间是完全替代的；Belderbos等（1998）研究了日本在欧洲直接投资的影响因素，其结论也支持对外直接投资和出口的替代效应；Helpman等（2004）用38个国家、52个产业的数据分析了出口和对外直接投资之间的关系，也发现了两者的替代关系。Lipsey等（1981）使用美国14个产业的截面数据发现，对外直接投资存在积极的出口效应，如果东道国为发展中国家，那么互补效应更为突出；Agarwal等人（1994）发现德国和日本1989～1992年的对外直接投资与出口及进口正相关。Pfaffermayr（1996）使用格兰杰因果检验分析了奥地利的对外直接投资和出口，发现这些变量之间存在互补和双向的因果关系；Blomstrom等（1998）使用美国和瑞典1978～1982年的数据做了类似的研究，发现用出口变化代替出口水平时，投资与贸易互补的效应更加明显。
值得注意的是，Eaton等（1996）使用美国和日本1985～1990年的数据，发现日本对外直接投资与未来的出口相关关系更大，而美国的对外直接投资与过去的出口相互关系更大，并且推测这种现象的原因在于日本的对外直接投资是成本导向型的，而美国的是市场导向型的。
关于中国对外直接投资的贸易效应，蔡锐等（2004）的研究表明，中国对发达国家的直接投资对进口有一定的促进作用，但是作用不大，与出口的关系则不显著：中国对发展中国家的累计直接投资（即存量）对进口没有显著影响，而对出口有一定影响。张如庆（2005）基于协整分析的研究认为，进出口是对外直接投资变化的原因，而对外直接投资不是进出口变化的原因，对贸易的替代或促进作用不明显。项本武（2005）基于引力模型研究的主要结论是中国对外直接投资促进了对东道国的出口，但对从东道国的进口却具有替代效应。陈石清（2006）采用国际比较的方法，指出中国对外直接投资对出口贸易的影响不显著，二者之间不存在显著的因果关系，且两者之间也不存在长期稳定关系。
不难发现，关于中国对外直接投资与对外贸易关系的研究结论并不一致，大多认为中国对外直接投资的贸易效应不显著。因此，有必要深入探讨中国的对外直接投资的真实动因。
（二）对外直接投资的动因
不同企业在不同的跨国经营阶段，其投资动因是不同的。邓宁（1993）将其划分为资源导向、市场导向、效率导向和战略资产导向四种类型，并认为前两种类型是企业初始对外直接投资的主要动因，后两种类型则是企业追加对外直接投资的主要动因，其目的在于促进企业区域或全球战略的一体化。
王元龙（1996）将企业对外直接投资动因细分为追求高额利润、资源导向、市场导向、效率导向、分散风险、技术导向、追求优惠政策、环境污染转移和全球战略等九个类型。王跃生（2007）认为，中国企业对外投资的基础尚不明确，而对外直接投资动因可以分为：（1）寻找低成本型，实际上遵从的是相对优势理论，但是这种类型的投资比重很小；（2）扩大市场型，是以绕开市场壁垒为目的的投资，但其结果不确定，因为出口优势未必转化成投资优势；（3）寻求资源型，此类投资较少考虑直接经济效益大小，是一种不具有普遍意义的对外投资行为；（4）利益驱动型，最符合一般意义上的跨国投资原理，是为了获得利润以及其他综合投资收益，关键因素是企业在海外经营的竞争力及垄断优势，但从目前情况看，许多这类投资效果都不佳。邱立成等（2008）研究了中国的对外直接投资和若干宏观经济变量之间的关系，国内的资源消费、制造业工资水平与对外直接投资呈正相关关系，而出口与对外直接投资的关系则是相互替代的，即他们认为中国对外直接投资是以资源导向、成本导向和市场导向型为主的。
二、中国对外直接投资现状与特征分析
《2007年中国对外直接投资公报》显示，从流向上看，中国对外直接投资流向批发和零售业的为66亿美元，占24.9％；商务服务业为56.1亿美元，占21.2％；交通运输仓储业为40.7亿美元，占15.4％；流入采矿业40.6亿美元，占15.3％；制造业为21.3亿美元，占8％，其中金属冶炼及压延加工业占的比例比较高；金融业为16.7亿美元，占6.3％。这6个行业流向已经占去了我国对外直接投资的91.1％。
从长期看，截至2007年末，中国对外直接投资存量已经达到1179.1亿美元，商务服务业、批发零售业、金融业和采矿业、交通运输／仓储和邮政业、制造业一共占去了总存量的88.3％。其中，商务服务业占25.9％；批发和零售业占17.2％；金融业占14.2％；采矿业占12.7％；交通运输、仓储邮政业占10.2％；制造业占8.1％。
对比王跃生总结的动因类型和投资公报上所显示数据，可以对中国对外直接投资呈现的一些特点作进一步分析，我们将根据这些特点建立本文的实证模型。
其一，无论从当期流量还是存量的角度，中国对外直接投资流向制造业的资金仅仅占了很小部分（8％），也就是说我们可以认为市场导向或寻求低成本型的对外投资所占比例很小。这一部分投资应是建立在成本和竞争力优势基础上的，因此我们推测，国内工业制成品的RCA指数对OFDI的影响可能是显著的。
其二，采矿业的对外直接投资在总存量中比例较大且流出速度在加快，从近几年中国的几大石油公司及其它矿业公司在国际上的一些大的收购案也可以看出这一点。对采矿业的投资具有明显的资源导向型的特点，反映在宏观经济变量上就是中国每年的资源类产品的需求水平。
其三，商业服务业在对外投资的总存量中占去了43.1％，比例相当大，而且还有加快的趋势。此类投资是为出（进）口贸易服务，对于促进中国的出口作用会非常大，因此可以认为中国对外直接投资的贸易效应会比较显著，至少对出口是这样；反过来，出口的发展会是对外直接投资的重要动因。
其四，汇率变动直接影响投资和收益的价值量，中国的对外直接投资主要是以美元为单位来计量的，美元兑换人民币的汇率水平对中国的对外直接投资也会产生一定的影响，因为这会直接反映在投资的成本当中。
其五，一个国家经济发展水平越高，对外的直接投资额也会越多，所以GDP对对外直接投资应该会有正的影响。但投资的最终目的是为了获得利润以及其他综合投资收益，而能否实现目标，关键看企业是否具有在海外的竞争力及垄断优势。考虑到中国这类投资大都效果不佳，其优势寻求与国内补偿的效果也不明确，故GDP对对外直接投资的影响也未必明确。
其六，中国的对外直接投资是否在规避贸易壁垒方面有所体现以及是否与中国的经济制度有联系，尚不能直接看出来，但在下面的实证中将进行检验分析。
以上的分析显示，中国对外直接投资有两种类型是特别明显的。就是“贸易促进型”和“资源导向型”；而“扩大市场（绕过贸易壁垒）型”和“综合利益驱动型”的投资不能直接体现：“寻求低成本型”的对外投资占的比例很小，不应该是主要动因。
三、实证分析
（一）相关变量数据的选取
对于中国对外直接投资的动因实证方面，我们选择的经济变量有：对外直接投资的流量（OFDI）、年平均汇率（exch）、中国的年出口总额（expo）、能源年需求总量（energy）、国内生产总值（GDP）和出口制成品显性比较优势（RCA）指数。
中国对外直接投资开始较晚，根据数据可获得性将样本设定在1982～2007年间。其中，OFDI的数据来自于联合国贸发会议（UNCTAD）网站，exch、expo和GDP的数据来自于历年的《中国统计年鉴》；energy的数据是从中经网经济统计数据库获取；RCA值是根据WTO网站相关数据整理计算得出。
此外，本文还要验证中国对外直接投资是否存在规避贸易壁垒的倾向以及是否受到经济制度方面的因素影响，故又增加了以下经济变量：中国每年所遭遇的反倾销次数（antid），数据来源于WTO网站；经济自由度指数（EFW），数据来自于The Fraser Institute。由于数据统计的缺乏，这两个指标只有1995～2007年间的数据可用。
（二）实证模型一：exch、expo、energy、GDP和RCA对对外直接投资的影响
1.单位根检验。为便于分析，在检验的过程中对原序列取对数，不会改变原序列的性质和相互关系。单位根检验结果如表1所示。
由表1可知，lnofdi、lnexpo、lnexch、lnenergy、lnGDP和RCA在10％的显著性水平下都接受非平稳性（即存在单位根）的假设，而一阶差分后的变量在1％的显著性水平上［只有d（LnGDP）在5％显著水平上］都拒绝了存在单位根的假设，表明这6个变量是一阶差分平稳的，即一阶单整，因此可以进一步检验它们之间的协整关系。
2.协整检验。根据协整理论，如果几个序列满足单整阶数相同且它们之间存在协整关系的话，那么这几个非平稳序列之间就存在长期稳定的关系，并可有效避免伪回归问题。本文采用Johansen（1988）协整检验方法，根据AIC和SC法则，选择的滞后阶数为1。检验的结果见表2。
由表2可知，在5％的显著性水平下，无论是迹检验还是最大特征根检验得出的结果都表明，上述几个时间序列之间存在4个协整关系，即lnofdi与lnenergy、lnexpo、lnexch、lnGDP和RCA之间存在着长期稳定的关系。取其中的一组标准化的协整系数，可以设定协整方程为：
方程（1）中，lnenergy、lnexpo和lnexch的系数符号同我们前面讨论时预测的结果是一致的，而且它们都是显著的；lnGDP和lnRCA对lnofdi的影响为正且显著；同时也可以看出中国能源需求和出口对中国对外直接投资的影响最大，这和我们分析投资公报数据时的观点也是一致的，即中国对外直接投资的主要动因类型是“促进贸易型”和“资源获取型”。
3.误差修正模型（ECM）。协整方程反映的是变量间的长期稳定均衡关系，如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，则必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。
由协整检验可知，变量间存在协整关系，则存在描述受出口等因素影响的对外直接投资由短期偏离向长期均衡调整的误差修正模型。考虑到被解释变量的短期波动除了受误差修正项的影响外，还受到解释变量短期波动以及各变量滞后变化的影响，所以模型中增加了一些滞后项。估计结果如下：
4.Granger因果关系检验。上面的协整分析以及误差修正已表明变量之间存在较高的依存度，但一个变量的滞后期是否对其它变量有影响，仍需再进一步做Granger因果关系检验。由于检验结果对滞后期长度的变化比较敏感，即滞后期选择的不同可能会得到不一致的结果，所以在检验的过程中我们选取多个不同的滞后期，若检验的结果一致，则得出的结论较为可信。本文在检验的过程中选取了3个滞后期，检验结果由表3给出。
由表3可以看出，中国对外直接投资变动不是出口、能源需求、汇率以及GDP变化的Granger原因；汇率变动、GDP和中国制造业出口的显示性比较优势变动也不是中国对外直接投资变化的Granger原因；而中国的出口额、能源需求水平的变动却是中国对外直接投资变化的Granger原因；此外，中国OFDI的变化也是制造业RCA变化的Granger原因。
（三）实证模型二：中国经济制度和遭到的贸易壁垒对中国对外直接投资影响
为了寻找中国对外直接投资的其它影响因素，进一步考虑中国的经济制度和对外贸易中遭遇的贸易壁垒对中国对外直接投资的影响。
首先，关于贸易壁垒与对外直接投资。现有的理论分析认为，贸易壁垒的存在和增加使得本来出口的企业为躲避关税、非关税壁垒而进行对外直接投资。虽然，中国加入WTO后，出口遭遇的关税壁垒下降了，但是诸如技术贸易壁垒、反倾销等非关税壁垒发挥了很大的作用。所以中国对外直接投资的一种可能动因是：企业为了规避非关税贸易壁垒带来的影响而选择到目标市场国或相邻地区进行投资生产。
对中国发起反倾销最多的国家和地区有美国、印度和欧盟等。从中国投资公报体现的数据可以知道，2007年中国对外投资流向的前24位国家（地区）中有3个属于前述地区的国家，分别是英国（第5）、德国（第13）和美国（第16），总额也只有10亿美元（相当于流向香港地区1／13），占的比重很小。从存量上分析，对外投资流向的前20位的国家和地区中，对我国反倾销最多的地区也只有36亿美元，仅相当于流向香港的对外直接投资的1／20；而且，这些投资的行业分布较分散，金融等服务类行业占了不小的比例，制造业的份额较小。中国对外投资存量中，流向欧洲的投资中制造业只有22.5％（2007年的流量中更是仅占6.5％）；而流向美国的制造业投资从2007年的流量上看相对比例大一点，占到53.3％，但是存量上就只有24.5％。这其中，流向制造业的投资也有相当的部分是为了获取先进技术，真正为了规避贸易壁垒的并不多。由此判断，中国对外直接投资与企业遭遇的贸易壁垒关系不大。
其次，关于制度质量与对外直接投资。新制度经济学认为制度安排支配着公众及私人的行为，从而影响资源配置的效率，导致经济绩效的差异。大量文献证明，制度质量较高的国家中私人投资率和资本产出更高，因为制度是资本市场运行的基础，稳定的制度框架是投资所需要的。我们采用反映制度质量标准的经济自由指数（EFW）来分析其对中国对外直接投资的影响。
目前中国对外直接投资的主体是国企，不少大型国企对外投资目的是为了获取战略资源，较少考虑经济效益，由于有国家的支持，即使相当时间内在经济上无利可图仍然会进行投资，这和经济自由度提升所要求的是不一致的，因此中国经济自由度可能对对外直接投资的影响不明显。
这里我们分别选取中国近年来每年所遭受到的反倾销次数（antid）和中国的经济自由度（EFW）作为中国企业在出口中遇到的贸易壁垒和中国的经济制度的代理变量，中国的对外直接投资仍然使用对数形式。
同实证模型一相似，我们也检验了antid和EFW的序列稳定性，结果为这两个变量也是差分稳定的，回归方程中采用差分形式，以d（*）表示相应变量的一阶差分，回归结果如下所示：
由回归方程3可知，d（antid）和d（EFW）的系数都不显著，而且它们的联合F检验也不显著，可以认为，antid和EFW的变化不能引起lnofdi的变化。虽然数据不够充足，但我们也能从某方面来印证上述的推测，中国对外直接投资并不是以绕开贸易壁垒为目的的，中国的经济自由度对扩大中国对外直接投资也没有起到明显的作用。
四、结论分析与建议
本文的分析结果表明：
第一，能源的需求上升对中国对外直接投资影响显著，验证了中国对外直接投资有资源导向型的特点，能源需求成为中国对外直接投资的重要原因。中国经济的发展对资源的需求越来越大，大量依靠进口。而要想获得稳定的资源进口源，中国有必要在资源丰富的国家和地区进行投资。
第二，出口增加与对外直接投资的增长关系显著为正，这和很多文献得出“中国对外直接投资与出口是替代型”的结论不同。前面的分析中也提到，中国对外直接投资中商业服务业占去了43.1％，而且还有速度加快的趋势。在当前形势下，中国的出口额越大，对这类对外投资的需求也就越大。
第三，出口、能源需求、人民币汇率、GDP、制造业RCA和中国对外直接投资额之间存在着长期稳定的关系，即使短期内有所偏离但是长期来看还是会恢复到均衡状态。相对而言，汇率对于中国对外直接投资的影响小一些，而能源需求和出口对中国对外直接投资的影响最大。
第四，Granger因果关系检验揭示，中国的出口额、能源需求水平的变动是中国对外直接投资变化的Granger原因。也就是说，出口额、能源需求水平不仅同期变动而且滞后变动对中国对外投资的变化都会造成影响。
第五，从综合利益来考虑，中国GDP增长对对外直接投资的影响是显著为正的，这类投资最符合一般意义上的跨国投资原理。虽然目前这类投资的效果都不佳，甚至亏损严重，但追求投资收益是各国对外直接投资的基本因素，中国此类直接投资将会继续增加。
第六，中国经济自由度和出口遇到的贸易壁垒对对外直接投资都没有明显的影响，这和中国的对外直接投资处于起步阶段、总体水平不高是有关系的，国内的企业真正做到跨国生产和销售的还很少。
针对中国对外投资的现状并依据上述结论，我们提出以下建议：
其一，要想提高中国企业的国际竞争力，就需要大力发展对发达国家的直接投资，这不仅是要利用其大市场规模经济的区位优势，更重要的是可以获取先进技术和绕开贸易壁垒，真正使我们的企业成为跨国公司。
其二，以资源获取为目的的对外投资继续扩大，需要慎重和妥善处理与当地的关系，尤其是发展中国家，不能是掠夺式的开采资源，更重要的是互利共赢。中国投资的主要资源区域集中在中东、俄罗斯、东南亚等地，但是这些区域的很多采油行业都被一些发达国家的大能源集团巨头掌控，在选择直接投资和与它们进行合作的同时，一定要周全考虑对这些巨头的一些下属分公司实施的并购和股权收购。
其三，政策制定部门不能在制定了“走出去”的促进措施后就觉得万事大吉，要跟踪关注“走出去”的效果如何，从而及时地调整相关政策。目前从“走出去”的现状来看效果并不佳，以绕过贸易壁垒和实现跨国生产与销售为目的的对外投资所占比重很小，贸易类投资占的比例过大。
其四，对于国有企业的跨国并购和跨国生产行为一定要严格监控，要严防某些国企以实现个人利益为目的的对外投资。《中国对外投资公报》显示，2007年末对外直接的投资存量中，国有企业占的比例为71％，是绝对的主力军。国企改革的目标之一是要实现国有资产的保值增值，大量的国企资金流向海外的行为就必须要处于有关当局的监控之下，并将进展情况公布于众。国有企业对外投资的“大无畏”和民营企业“走出去”的谨小慎微形成的强烈对比，也应该能为我们提出这样的警示。
收稿日期：2009－02－17
标签：对外直接投资论文; 贸易壁垒论文; 企业对外投资论文; 国外宏观论文; 企业经济论文; 中国资源论文; 宏观经济论文; 投资论文;