中国对外直接投资偏好于东道国服务业发展吗？——基于170个国家（地区）面板数据的实证分析，本文主要内容关键词为：东道国论文,实证论文,直接投资论文,面板论文,中国对外论文，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。
1998年中央提出了“走出去”的发展战略，国家鼓励和支持有比较优势的各种所有制企业对外投资，审批标准和程序得到降低与简化，从此我国逐渐走上了从引资大国转变为投资大国的道路。截至2010年，中国完成对外直接投资流量688.1亿美元，占同年世界对外直接投资流量总额1.32万亿美元的5.2%，排名全球国家（地区）的第5位，且在2002年至2010年的9年间达到年均增速49.9%。与此同时，中国对外直接投资存量高达3172.1亿美元，占世界存量总额20.4万亿美元的1.6%，排名第17位。同时，中国有近1.3万家境内投资者在178个国家（地区）进行投资，在境外拥有约1.6万家直接投资企业。由此可见，中国已成为发展中国家里最大的对外直接投资国，也正如李辉（2007）预测的那样，“到2010年，我国对外投资大国的地位将初步确立”，且中国2010年对外直接投资实际流量额达其预测流量额的4倍之多。
2007年世界投资报告曾指出，当前世界对外直接投资呈现出一个明显的特征，即投资逐渐从制造业转向了服务业。1970年的全球对外直接投资中服务业占1/4，2005年该比例上升到1/2，2007年增加到2/3①。与此类似，中国的对外直接投资也表现出了同样的特征。以2010年为例：第一，在中国对外直接投资流量中，流向服务业539.6亿美元，占总流量的78.42%；第二，在对外投资存量中，投资服务业的有2370.6亿美元，占总存量的74.73%；第三，在境外拥有的直接投资企业中，属于服务业的有7869家，占总量的48.85%②。可见，随着全球服务经济时代的到来，中国的对外直接投资也逐渐加入到了服务业的行列。由于部分服务产品的难以贸易性甚至不可贸易性以及东道国对可贸易服务产品设置过多的限制及壁垒，这就让服务型的跨国公司偏好于进行对外直接投资这种海外扩张模式，以获取海外市场份额、赚取高额利润及提高自身的国际竞争力。
目前有很多文献专门分析中国对外直接投资的影响因素，其中主要包括东道国市场规模、自然资源禀赋、文化相近度、政治风险、劳动力成本、市场开放度以及母国约束等（Peter J.Buckley et al.，2007; Wei He和Marjorie A.Lyles,2008; Randall Morck et al.,2008; Yin-Wong Cheung和Xingwang Qian,2009; Ivar Kolstad和Arne Wiig,2010；谢杰和刘任余，2011; Bala Ramasamy et al.,2012；周君和张震，2012），却较少有文献涉及与服务有关的影响因素。鉴于中国对外直接投资迅猛流向服务业的事实，由此引出本文的核心命题，是否有必要将各个东道国的服务业发展状况作为吸引中国对外直接投资的影响因素予以考虑？本文正是基于这点思考，拟深入探讨各东道国的服务业发展状况是否是吸引中国对外直接投资的动因之一。
本文研究的总体结构分为：第二部分将对对外直接投资流向服务业的动因进行相关文献的回顾与评述；第三部分描述本文将选取的经济变量及其对中国OFDI影响的假设，并对相关数据进行说明和构建本文的计量模型；第四部分为计量回归和对相关计量结果的分析解释；最后是对文章的总结。
二、中国对外直接投资流向服务业的动因分析
（一）动因分析
近年来，随着世界对外直接投资向服务业的迅速膨胀，国内外众多学者为解释产生这一现象的内在机制以及为国家或跨国企业决策制定者提供理论指导，进行了大量研究。
Lovelock（1996）提出了对外直接投资流向服务业的八个动因，即相同的顾客需求、全球性顾客、全球性销售渠道、全球规模经济、有利的物流条件、信息技术的发展、政府政策和管制及可转移的竞争优势。Nachum（2000）认为一国对外直接投资投向服务业是为了加强与东道国企业的联系，并获取当地知识技术而提升本国的竞争优势。Aharoni和Nachum（2000）将该现象出现的原因归纳为四个方面，即跟随本国客户特别是制造业跨国公司的国际化、自身竞争优势的提高、国际服务市场自由化的提高和服务产品可贸易性的增强。Nachum和Wymbs（2002）发现在对外直接投资中，对于服务业的投资能够形成服务的外部网络联系，从而获取竞争优势，这就是其扩张的动机之一。Li et al.（2010）认为由于投资服务业具有较低的设施要求以及较少的沉没成本，而制造业则恰好相反，故投资服务业能够更快的达到国家或跨国企业的投资期望水平。李文秀和夏杰长（2011）将此现象总结为一国对外直接投资涌向服务业是要绕过进入东道国市场的贸易限制，并通过在东道国市场上获得的多方面联系来提升自身的竞争力。
综合以上提到的观点，并联系服务业自身的特点，本文将中国对外直接投资与东道国服务业发展的联系归纳为以下两种类型：
1.利润寻求型
由于现代服务业普遍具有较高的附加值，且投入成本相对低廉，拥有的服务经验及管理技能可以较好的移植于国外投资的企业，因而较易获取高额利润。在所有权优势方面，服务业投资具有质量、声誉、创新、技术与信息等优势（Dunning,1989）。故当东道国服务业发展良好时，其利润空间尤为诱人，母国对其的直接投资将增加。此外由于一些服务产品现今仍是难以实现贸易的，这就使得跨国公司只能采用对外直接投资的办法来获得海外的市场利润。
2.贸易促进型
东道国服务贸易越发达，越利于中国对其的直接投资：如通讯服务，其电话电信科技越先进，使双边商业联系越紧密，双边的互信度越高，越易促成对其的直接投资；又如金融服务，其银行结算业务越快捷，融资程序越便利，将使得对其的直接投资越易达成；还有商务服务业以及批发零售业也属于这一类型，通过服务贸易上的商业联系、信息共享与桥梁作用，来吸引中国对其的直接投资（Ye,1992; Zhan,1995）。故当东道国服务贸易发展得越繁荣，其对母国直接投资的吸引力就越强。
（二）研究假设
综合上述的研究结论，本文针对东道国服务业发展水平与中国对其的直接投资以及相关影响因素，提出以下假设：
H1：东道国服务业的高附加值对于中国对其直接投资具有正向影响。
这里主要针对利润追求型直接投资，即当东道国服务业具有高额的附加值利润时，各跨国企业将争先对该国进行直接投资，以赚取超额利润，故此时母国对该国的直接投资将呈上升趋势。
H2：东道国服务贸易越发达，将越吸引中国的直接投资。
本假设主要针对贸易促进型直接投资，即东道国的服务贸易越发达，同各国间的货物或服务贸易联系便捷，投资的贸易促进效应越明显，这对于母国贸易的可持续发展具有强大的吸引力，从而扩大母国对其的直接投资。
三、实证模型和数据描述
（一）实证模型
除了本文提出的东道国服务业发展状况影响因素外，结合已有的研究中国对外直接投资的文献（Buckley et al.,2007; He和Lyles,2008; Morck et al.,2008; Cheung和Qian,2009; Pradhan,2009；韦军亮和陈漓高，2009；Kolstad和Wiig,2010；杜凯和周勤，2010；谢杰和刘任余，2011；Ramasamy et al.,2012），本文将同时考虑针对市场追求型、自然资源追求型及战略资源追求型直接投资的影响因素，以便于揭示本文主要变量的影响效果。本文计量模型将包括如下变量：东道国市场规模、东道国自然资源禀赋和战略性资源禀赋。控制变量则包括东道国通货膨胀率和东道国到中国的地理距离。
由于在众多的经济现象中，各影响因素之间相互关系往往呈现出几何形式而非单纯的算术形式，故本文的基本回归模型设定为线性自然对数形式，这不仅可以减少数据中的奇异值，还可以在一定程度上避免数据残差的非正态分布和异方差问题。本文计量模型的具体形式如下③：
其中，OFDI是中国对i国在t时期的直接投资存量金额，作为本文的被解释变量；SER以及SERT均是本文重点关注的东道国服务业发展状况的衡量变量，SER衡量东道国i在t时期服务业的附加值额度，SERT代表东道国i在t时期服务贸易进出口总额；PGDP是东道国市场规模的代理变量，为东道国i在t时期的人均国内生产总值；ENERGY衡量的是东道国自然资源禀赋，主要是东道国i在t时期的能源产量；TEC和PATENT为东道国战略性资源的衡量变量，分别为东道国i在t时期的高技术出口额和专利申请数量；INF是东道国i在t时期国内的通货膨胀率；DIS为东道国i到中国的地理距离；εit是随机误差项，包含着所有其他的遗漏变量，并假设
。
（二）数据描述
本文数据来源于中国商务部、国家统计局的《2010年度中国对外直接投资统计公报》和世界银行的官方网站，并且按照UNCTAD相应的国家划分标准将所涉及的国家（地区）划分为发达国家（地区）、发展中及欠发达国家（地区）两类，对各国数据依次进行了归类。从中国官方对外直接投资有记录开始，去除掉某些国家或年份存在大量的数据缺失，最终搜集到170个国家（地区）2003—2010年的相关数据，时间间隔为一年，其中包括37个发达国家（地区）、133个发展中国家（地区）。以上所有变量的详细数据解释及来源见表1。
表2和表3（见34页）分别报告了各变量的描述统计情况以及变量之间的相关系数矩阵。
四、计量结果及经济解释
（一）基本回归结果
本文采用STATA11.0软件进行相关的计量操作。表4（见34页）报告了初步回归的结果，其中被解释变量均为2003—2010年中国对170个国家（地区）直接投资存量额，在回归模型中均包含有常数项。
由于面板数据存在混合效应，固定效应和随机效应三种类型，故需确定所选用的数据适合于何种效应模型，故依次进行这三种类型回归（1）、（2）和（3），回归结果见表4。由于在各个国家（地区）的经验研究中，均存在较为严重的异方差问题，故回归中均采用以国家（地区）为聚类变量的聚类稳健标准差。在混合效应和固定效应的选择中，F检验值为23.66，需采用固定效应模型；在混合效应和随机效应的选择中，BP检验值为836.17，应采用随机效应模型；而在固定效应和随机效应的比较中，Hausman检验值为114.83，可知应强烈拒绝模型适合于随机效应的原假设。综上可知，本文数据更适合于固定效应模型，但F统计量和Wald chi2统计量均显示混合效应、固定效应和随机效应方程都是显著的。
模型（1）至（3）的结果均表明，中国对外直接投资是偏好于东道国（地区）服务业发展的，SER和SERT变量与OFDI均呈现出显著正相关的关系，表明中国企业对于东道国服务业的利润寻求型、贸易促进型直接投资的动机是存在的，符合本文的重点假设H1和H2。以固定效应为例，从具体数量关系上来看，东道国服务业附加值每增加1%，中国对其的直接投资额将上升2.403%；东道国服务贸易额每扩大1%，中国对其的直接投资额将提高1.541%。可见东道国服务业发展状况的影响效果在众因素中是较大的，是中国对外直接投资的一大动因。
东道国PGDP与OFDI表现出显著的正相关，说明东道国人民越富有，国内市场容量越大，市场需求越强烈，跨国企业的逐利心理就越明显，市场追求型的对外直接投资就越多。从固定效应模型看，东道国人均国内生产总值每上升1%，中国对其的直接投资就提高0.913%。
从自然资源方面看，模型（1）至（3）结果均显示ENERCY与OFDI的关系不显著，在一定程度上说明了在该研究期内中国自然资源导向型的对外直接投资特征并不明显，其所占比例在总投资以及世界范围的投资上并不大，也说明了国外媒体对中国大肆抢夺国外资源的报道可能有失偏颇（谢杰和刘任余，2011）。另一方面，也与本文所选取的自然资源代理变量有关，这里仅用到石油、天然气和固体燃料等能源资源，对于金属矿藏、森林、土地和水资源等未予考虑，会在一定程度影响其对OFDI的解释能力，故这一结论还有待进一步研究。
在战略性资源上，模型（1）至（3）表明TEC明显地抑制了OFDI，而模型（2）和（3）则表明PATENT明显促进了中国对其的直接投资。这主要是由所选取的代理变量造成：首先，东道国的高技术出口额仅能在一定程度上代表其战略性资源，由于一些国家对于高技术产品有严格的控制，对于其出口更是加以限制，故TEC的解释能力具有局限性；然而，这却从侧面证实了另一个研究点，即在高科技产品上，本研究中的出口贸易对于直接投资具有明显的替代效应。其次，东道国居民和非居民申请专利的数量，能较好地代表一国创新的能力与知识的储备，尤其是对于R&D的探索，这些均是中国企业所看重的，能够迅速通过直接投资，采取“干中学”，吸收—消化—转换的方式，提高自身的竞争优势。
最后，东道国的通胀率在模型（1）至（3）中均不显著，可能是因为在研究期内，东道国的通胀因素被其他一些现象所掩盖，其对于OFDI的效应未能充分显现出来，有待后续的讨论。地理距离变量DIS在模型（1）和（3）中，对于OFDI均显著为负，证实了引力模型在本文的适用性，也侧面说明了地缘与文化关系对于投资区位选择的重要性。对于距离较近的国家，其思想习惯、文化习俗、生活方式等与中国较为接近，对其的直接投资就越发容易。而在模型（2）中，由于每个截面个体在不同年份中，距离中国北京的地理距离是不变的，在面板同定效应模型的各个截面内，距离变量与各个截面的截距线性相关，从而造成完全的多重共线性而被省略掉了。
（二）分类回归结果
由于发达国家、发展中及欠发达国家的状况存在较大差异，为了深入探讨不同类型国家服务业发展状况对于中国对外直接投资的影响，接下来将两类国家分类进行回归分析，使用的计量方法同上，具体的回归结果见表5。
通过F检验以及Hausman检验可知，分类样本国家的数据同样更适合于固定效应模型，而F统计量和Wald chi2统计量也均表明混合效应、固定效应和随机效应方程都是显著的。
对于本文重点研究的东道国服务业发展状况，由模型（4）至（9）可知，无论是发达国家（地区），还是发展中及欠发达国家（地区），其服务业附加值SER与服务贸易额SERT对于中国对其的OFDI均呈现出显著的正相关关系，从而证明了上面基本回归结论的稳健性。两类样本回归中，也存在着明显的区别，这里以固定效应模型结果为例进行说明。发达国家（地区）样本的服务业附加值SER对于中国OFDI的弹性系数为7.396，明显大于全部样本回归时的系数2.403，且远大于发展中及欠发达国家（地区）样本的回归系数1.211；同样，发达国家（地区）样本的服务贸易额SERT对于中国OFDI的回归系数为3.859，大于全部样本回归系数1.541，且远超过发展中及欠发达国家（地区）回归系数0.84。造成这种现象的原因有：第一，由于当今发达国家主导着服务经济，在服务要素或产品的生产上具有较高的生产率与创新性，使其服务业的利润空间尤为巨大，使得较多的逐利资本流向了发达国家；第二，中国同发达国家的贸易量十分巨大，尤其是美国、欧盟和日本，这就使得贸易促进型的对外直接投资流向服务业发达的发达国家，以便更好的促进双边的贸易开展及经济往来；第三，发展中国家的服务业发展较为落后，服务业质量及利润额比较有限，两国之间政治与经济联系更多的是通过政府间直接合作达成，使得其服务业发展对于自发吸引中国OFDI的作用有所降低。
本文的研究是建立在这样一个现实之上：中国“走出去”的战略发展规划逐步实施，在充分利用好国内外两个市场、两种资源的基础上，对外直接投资开始偏好东道国的服务业发展。这一现象背后是否存在着东道国服务业对于中国直接投资的吸引机制呢？故在前人对直接投资的研究成果上，本文提出了东道国服务业发展吸引中国直接投资的两种理论机制，并利用了中国对外直接投资的170个东道国（地区）2003—2010年的面板数据实证分析了这一假设，为中国对外直接投资的动因又提供了一些初步的经验证据。
对于东道国服务业发展与中国直接投资之间的关系：第一，本文提出了利润寻求型和贸易促进型两种内在机理，并认为中国企业基于以上动机将偏好于投资服务业发展较好的东道国，从而赚取高额附加值，增强贸易往来，支持前期经济联系和提高自身国际影响力。第二，本文通过计量分析，认为在其他影响因素相同的情况下，东道国服务业附加值和服务贸易额均将显著促进中国对其的直接投资，当两者均增加1%时，中国对其的直接投资将提高3.944%的份额（以总体样本固定效应模型回归为例），并且该效应在发达国家中的促进作用更为巨大。
由此可见，中国对外直接投资除了传统的市场寻求型、资源寻求型及效率寻求型的动机外，也存在对于东道国服务业发展的利润寻求型和贸易促进型投资动机。故在“十二五”规划期间，中国企业“走出去”的路径选择又多了实证上的支撑。然而对于投资服务业的风险规避、文化隔阂、投资摩擦等问题仍需各方重视，积累经验教训并积极分享，契合中国的“和平发展”战略。对于引资的各个东道国，则可以充分利用自身服务业的发展前景、利润空间及市场份额等，来吸引中国对其的直接投资，利用外资来提升本国的经济发展和社会进步，达到双赢的投资成效。
①联合国贸易发展委员会（UNCTAD）《2007年世界投资报告》。
②这里的服务业包括：租赁和商务服务业、金融业、批发和零售业、交通运输仓储和邮政业、信息传输计算机服务和软件业、房地产业、住宿和餐饮业、文化体育和娱乐业、居民服务和其他服务业。由于数据未细分的局限，这里未包括：科学研究及技术服务、电力煤气及水的供应业。
③感谢匿名评审人的建议，直接投资作为一种动态变化的指标，计量部分使用动态面板回归模型更具现实意义。但鉴于本文搜集到的数据，时间跨度（2003—2010）仅为8年，若采用系统GMM或差分GMM进行模型设定并回归，考虑到滞后变量等因素，将损失较多的观测值，使回归结果的可信度有所降低。鉴于之前学者Peter J.Buckley et al.（2007）发表在《Journal of International Business Studies》上的文章，针对这种较短时间跨度（其文中时间跨度为1984—1991年以及1992—2001年）的面板数据，仅使用了静态面板回归，其结果仍具有一定的说服力。故本文计量部分暂未采用动态面板回归模型，这有待于日后中国对外直接投资的数据年份增加到一定量，再进行更加深入的研究分析。