東道國經(jīng)濟特征、制度環(huán)境與我國對外直接投資潛力

1、東道國經(jīng)濟特征、制度環(huán)境與我國對外直接投資潛力東道國經(jīng)濟特征、制度環(huán)境與我國對外直接投資潛力基于隨機前沿模型的估計基于隨機前沿模型的估計目錄目錄一、引言一、引言二、文獻綜述二、文獻綜述三、指標選取和數(shù)據(jù)來源三、指標選取和數(shù)據(jù)來源四、隨機前沿模型的引入及其構(gòu)建四、隨機前沿模型的引入及其構(gòu)建五、實證結(jié)果分析五、實證結(jié)果分析六、主要結(jié)論和政策建議六、主要結(jié)論和政策建議一、引言一、引言 自上個世紀80年代以來，隨著科學技術發(fā)展和國際分工深化，全球?qū)ν庵苯油顿Y（OFDI）開始迅猛增長，逐漸成為國際間經(jīng)濟合作的重要方式，并開始取代國際貿(mào)易成為全球經(jīng)濟一體化的主要力量（項本武，2009）。據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議（

2、UNCTAD）2013年世界投資報告顯示，2013年全球?qū)ν庵苯油顿Y流量高達1.39萬億美元，存量達到23.59萬億美元。對外直接投資之所以會快速發(fā)展，是因為它不僅給投資母國帶來巨大經(jīng)濟效益，幫助母國獲得國際市場和賺取外匯，還能夠緩解國際收支壓力，促進母國生產(chǎn)要素流動，實現(xiàn)資源的有效配置，從而促進貿(mào)易結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。因此，加大對外直接投資規(guī)模和優(yōu)化對外直接投資結(jié)構(gòu)對于投資母國，特別是發(fā)展中國家或地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型具有重要意義。 我國作為最大的發(fā)展中國家，近年來在“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略的指導和鼓勵下，對外直接投資取得了長足進步。2013年，我國境內(nèi)投資者共對全球156個國家和地區(qū)的5090家境

3、外企業(yè)進行了直接投資，累計實現(xiàn)非金融類直接投資901.7億美元，同比增長16.8% 1。可以預計，“走出去”戰(zhàn)略仍將是未來一段時期我國積極參與國際經(jīng)濟合作和競爭的重要手段，各級政府仍將繼續(xù)鼓勵企業(yè)加大海外投資和積極融入全球市場，我國對外直接投資規(guī)模仍會繼續(xù)保持較高增長。由此產(chǎn)生的問題是，我國對外直接投資的潛力有多大？影響我國對外直接投資效率的因素有哪些？對于上述問題的回答，本文借助隨機前沿模型，利用2003-2012年我國對外直接投資最主要的25個國家（地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，從而為我國新時期對外投資政策提供政策建議。1數(shù)據(jù)來源于商務部“2013年我國對外直接投資簡明統(tǒng)計”，http:/

4、 國內(nèi)外學者對于對外直接投資的相關研究，重點關注其對母國經(jīng)濟帶來的影響，主要包括以下三個方面： 在出口貿(mào)易方面，Egger（2001）借助15個歐盟成員國家的面板數(shù)據(jù)并利用GMM方法研究了對外直接投資和出口貿(mào)易的關系，結(jié)果顯示對外直接投資具有出口替代效應。Helpman et al.（2004）以38個國家52個產(chǎn)業(yè)為樣本，對出口和對外直接投資進行了實證分析，其結(jié)果也支持對外直接投資與出口具有替代關系的觀點。但Camarero and Tamarit（2004）對大多數(shù)歐盟國家、日本和美國的工業(yè)品進出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進行分析，得出的結(jié)論卻是對外直接投資和貿(mào)易存在互補關系，即對外直接投資會促進出

5、口貿(mào)易。由此可見，學者們對于對外直接投資與出口貿(mào)易的關系仍存在分歧。 在經(jīng)濟增長方面，大部分國外學者都支持對外直接投資有利于母國經(jīng)濟增長。如Lee（2010）實證研究了日本對外直接投資與其經(jīng)濟增長之間的關系，并利用Granger因果關系進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)從長期來看存在從對外直接投資到GDP的單向因果關系。我國學者魏巧琴和楊大楷（2003）運用時間序列回歸分析方法并進行了Granger檢驗和DF、ADF檢驗，研究了對外直接投資對經(jīng)濟的影響途徑，則得出我國經(jīng)濟增長和對外直接投資的關系不明顯的結(jié)論。馮彩和蔡則祥（2012）的研究也認為對外直接投資在我國不同區(qū)域?qū)?jīng)濟增長的效應存在差異性。 在促進就業(yè)

6、方面，Masso et al.（2008）以愛沙尼亞為例研究了對外直接投資與母國就業(yè)的關系，結(jié)果顯示對外直接投資會促進國內(nèi)就業(yè)。然而對母國就業(yè)影響分為對發(fā)達和發(fā)展中國家投資兩種情況討論，如Debaere et al.（2010）認為，對發(fā)展中國家直接投資短期內(nèi)會降低國內(nèi)就業(yè)，但投資發(fā)達國家對國內(nèi)就業(yè)增長效應不明顯。Cuyvers and Soeng（2011）研究了比利時對外直接投資的影響，結(jié)果顯示比利時對發(fā)達國家的直接投資促進了母國就業(yè)，但沒有發(fā)現(xiàn)對低收入國家的直接投資影響了本國就業(yè)。我國學者于超和葛和平（2011）研究了中國對外直接投資的就業(yè)效應，發(fā)現(xiàn)我國對外直接投資對國內(nèi)就業(yè)具有顯著的促

7、進作用。姜亞鵬和王飛（2012）則認為對外直接投資的就業(yè)效應存在地區(qū)差異，即一線城市及沿邊城市呈負相關，其他城市呈正相關。國內(nèi)外學者對影響對外直接投資的因素也進行了深入研究，大多數(shù)從經(jīng)濟因素方面考慮。東道國經(jīng)濟因素對母國對外直接投資固然有重要影響，但東道國制度、文化等因素的影響作用也不可忽視。 綜上所述，早期的對外直接投資研究主要針對發(fā)達國家，隨著發(fā)展中國家和地區(qū)經(jīng)濟的逐步崛起，學者們也開始以發(fā)展中國家和地區(qū)作為研究對象，并且相關文獻側(cè)重研究了對外直接投資的區(qū)位選擇、經(jīng)濟效應和影響因素。在對外直接投資的影響因素方面，雖然有學者考慮到了制度因素，但大多在理論層面分析了制度因素的作用，實證方面的研

8、究略顯不足；其次，經(jīng)濟因素是影響我國對外直接投資水平的主要因素，但制度環(huán)境對我國對外直接投資也十分重要，較少有學者將二者同時納入模型進行分析。另一方面，由于我國對外直接投資起步較晚，大部分研究都是以中國為引資大國視角下的外商直接投資研究，而對于中國對外直接投資及其發(fā)展?jié)摿Φ难芯肯鄬θ狈Α?基于以上幾點，本文利用隨機前沿模型測算我國對外直接投資的效率，并將東道國經(jīng)濟特征和制度環(huán)境因素納入模型之中。一方面可以考察我國對外直接投資的發(fā)展?jié)摿?，另一方面，可以分析這兩個因素對我國對外直接投資的影響程度。本文研究的主要步驟為：首先，從東道國經(jīng)濟特征和制度環(huán)境兩個方面選取影響我國對外直接投資的面板數(shù)據(jù)；其次

9、，引入和構(gòu)建隨機前沿模型并進行實證分析；最后，根據(jù)模型參數(shù)結(jié)果和效率結(jié)果得出相關結(jié)論，并提出針對性的政策建議。三、指標選取和數(shù)據(jù)來源三、指標選取和數(shù)據(jù)來源（一）被解釋變量（一）被解釋變量 本文研究的被解釋變量是我國的對外直接投資，測度對外直接投資狀況的指標主要有對外直接投資流量和對外直接投資存量，本文借鑒項本武（2009）的方法選擇我國對外直接投資年度流量指標作為研究對外直接投資潛力的因變量。其主要有以下兩個原因：一方面是因為使用對外直接投資年度流量不存在滯后性，更能反映當年經(jīng)濟發(fā)展狀況和變化；另一方面，發(fā)達國家已有較長時間的對外直接投資，而我國對外直接投資還處于發(fā)展期，使用對外直接投資存量數(shù)

10、據(jù)受歷史因素影響較大，故不宜選用。（二）解釋變量（二）解釋變量1. 經(jīng)濟特征經(jīng)濟特征 投資母國的對外直接投資行為與東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關。本文解釋變量中的經(jīng)濟特征，是指東道國（我國對外直接投資的流向國）經(jīng)濟總量、對外貿(mào)易、經(jīng)濟政策、能源稟賦、基礎設施等經(jīng)濟方面影響投資母國（中國）對外直接投資的相關因素，本文主要從要素稟賦和對外經(jīng)貿(mào)關系兩個方面選取了市場規(guī)模、資源稟賦、外資政策和對外貿(mào)易4個變量作為衡量東道國經(jīng)濟特征的指標。（1）市場規(guī)模 利用國外市場是對外直接投資出現(xiàn)的一個重要原因，東道國的市場規(guī)模直接影響市場尋求型對外直接投資的規(guī)模，本文選取東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量市場規(guī)模

11、的指標。GDP不但可以衡量東道國經(jīng)濟規(guī)模和市場潛力，也包含了人口因素即消費潛力。Buckley et al.（2007）的研究也認為中國對外直接投資與東道國市場規(guī)模（GDP）顯著正相關。（2）資源稟賦 我國有許多對外直接投資都具有資源尋求的目的，為了避開貿(mào)易壁壘，選擇對外直接投資獲得東道國資源要素是我國“走出去”戰(zhàn)略的重要內(nèi)容。本文選取東道國年度能源產(chǎn)量（Energy）作為資源稟賦的代理變量，能源產(chǎn)量指各類一次能源包括石油（原油、液化天然氣及非常規(guī)來源的石油）、天然氣、固體燃料（煤、褐煤及其他衍生燃料）和可燃性可再生能源和廢物和一次電力，本文均換算為石油當量。（3）外資政策 一個國家（地區(qū)）的

12、外資政策直接影響著其吸引外資的規(guī)模，東道國寬松的外資政策有利于我國對其投資；相反，東道國限制外資的流入，我國對其資本投入將減少。本文借鑒張宏和王建（2009）的方法選用對外資的開放度（Openness）作為外資政策的代替指標，其值為東道國當年吸引外商直接投資（FDI）總量與GDP的比重。（4）對外貿(mào)易 對外貿(mào)易的發(fā)展對對外直接投資具有重要影響。理論上，二者之間既存在互補關系又存在替代關系。一方面，對外貿(mào)易發(fā)展能夠提高出口企業(yè)品牌能力，有利于提高企業(yè)競爭力和增加企業(yè)利潤，為對外直接投資提供了資金支持；另一方面，對外貿(mào)易和對外直接投資作為占領國外市場的兩種手段，前者對后者具有擠出效應。本文選擇我國

13、與東道國對外貿(mào)易進出口總額（Trade）作為衡量對外貿(mào)易的指標。2. 制度環(huán)境制度環(huán)境 東道國不同的制度環(huán)境對我國對外直接投資的影響重大，本文所指的制度環(huán)境主要包括政治局勢、人民主權(quán)、法制質(zhì)量、政府行政效率等一系列有關政治和法律制度的因素。一般來說，政治和法律制度的完善有利于對外直接投資合理的進行，也是對外直接投資的重要動機之一。完善的政治和法律制度能夠帶給投資企業(yè)更為公平合法的環(huán)境，減少企業(yè)投資的風險，是市場正常運轉(zhuǎn)的重要條件。由于政治和法律制度等因素很難量化，本文根據(jù)謝孟軍和郭艷茹（2013）的研究，選取能夠反映一國（地區(qū)）政治和法律制度的全球治理指標（WGI）作為衡量制度環(huán)境的代理指標。

14、全球治理指標主要包括公民話語權(quán)、政治穩(wěn)定、政府效率、規(guī)管質(zhì)量、法制狀況和貪腐控制等六個方面的指標，每個指標根據(jù)從低到高打分，區(qū)間為0-100分，本文取其均值代表全球治理綜合水平。（三）數(shù)據(jù)來源（三）數(shù)據(jù)來源 本文選取2003-2012年間我國與25個國家（地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，總共250個觀測值，它們分別是中國香港、新加坡、泰國、越南、馬來西亞、印度尼西亞、韓國、日本、蒙古、伊朗、阿聯(lián)酋、美國、加拿大、澳大利亞、英國、德國、法國、俄羅斯、瑞典、荷蘭、巴西、南非、尼日利亞、阿爾及利亞、蘇丹。這些國家（地區(qū)）既包含了亞洲、歐洲、北美洲、南美洲、非洲和大洋洲等地域，也包括了發(fā)達國家、發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟

15、體，是我國對外直接投資最主要的國家（地區(qū)）。我國對這25個國家（地區(qū)）對外直接投資存量占總存量的比重達到80%，因此選取這些國家（地區(qū)）作為分析的樣本具有典型的代表性。 本文指標數(shù)據(jù)主要有以下幾個來源：（1）對外直接投資流量數(shù)據(jù)來自2003-2012年中國對外直接投資統(tǒng)計公報；（2）東道國GDP數(shù)據(jù)和FDI總量來自UNCTAD；（3）東道國能源產(chǎn)量數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫；（4）東道國吸引FDI數(shù)據(jù)和進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來自2004-2013年中國統(tǒng)計年鑒；（5）全球治理指標數(shù)據(jù)來自于The Worldwide Governance Indicators數(shù)據(jù)庫。（一）隨機前沿模型引入（一）隨機前沿模型

16、引入 隨機前沿技術（SFA）源于技術進步和技術效率研究，隨著Battese and Coelli（1995）面板數(shù)據(jù)前沿分析達到成熟，并在實證中得到廣泛應用，包括對經(jīng)濟效率、企業(yè)生產(chǎn)效率等研究。隨機前沿技術是測算潛力和效率較為成功的工具，引入隨機前沿技術的前沿生產(chǎn)函數(shù)（Frontier Production Function）反映了在具體的技術條件下和給定要素組合下，企業(yè)各投入組合與最大產(chǎn)出量之間的函數(shù)關系，而傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)（即平均生產(chǎn)函數(shù)）只反映各投入要素組合和平均產(chǎn)出之間的關系。所以與傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)相比，前沿生產(chǎn)函數(shù)可以通過比較實際產(chǎn)出量和最大產(chǎn)出量之間的差距反映出企業(yè)產(chǎn)出的潛力和效率。 對外

17、直接投資潛力是指一國（地區(qū)）在一定時期和條件下對另一國（地區(qū)）所能達到最大的投資水平，對外直接投資效率則為當前實際量與潛力的比值。傳統(tǒng)測算潛力的模型往往利用OLS方法進行估計，估計出來的潛力也只是各種影響因素下的平均值，小于既定條件下的最大值（即潛力）。相應的，效率四、隨機前沿模型的引入及其構(gòu)建四、隨機前沿模型的引入及其構(gòu)建 測算也不準確，經(jīng)常大于1。實際上，現(xiàn)實中的對外直接投資量是不可能超過其“前沿”水平的，對外直接投資效率也不可能超過1，因此傳統(tǒng)的分析模型在估算對外直接投資潛力和效率方面存在偏誤。通過引入隨機前沿技術，隨機前沿模型便可以克服上述問題。 本文選用隨機前沿模型研究我國對外直接投

18、資的潛力及其影響因素。在模型構(gòu)建之前，有必要先厘清兩個相關卻不同的概念：對外直接投資效率（OFDI Efficiency）和對外直接投資潛力（OFDI Potential）。前者是指隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中的非效率項，是通過半正態(tài)的非效率項和隨機誤差項計量方程的構(gòu)造而計算得出的；而后者是指在對外直接投資不存在其他因素的阻力時的理想值，即對外直接投資在“前沿”上的最大值。二者的關系可以表示為：對外直接投資效率=實際的對外直接投資/對外直接投資潛力，即對外直接投資效率和潛力成反比，效率越高，潛力越??；反之，效率越低，潛力越大。（二）模型構(gòu)建（二）模型構(gòu)建五、實證結(jié)果分析五、實證結(jié)果分析 根據(jù)上述隨機前沿

19、模型的研究方法，本文選取2003-2012年我國對外直接投資最主要的25個國家（地區(qū)）相關數(shù)據(jù)，運用Frontier 4.1軟件對我國對外直接投資潛力進行實證分析。模型估計結(jié)果如表1所示：（一）模型參數(shù)結(jié)果分析（一）模型參數(shù)結(jié)果分析 如表1所示， =0.995，且LR統(tǒng)計檢驗在1%的水平下顯著，說明模型的誤差主要來源于非效率項，本文研究我國對外直接投資的潛力有必要采用隨機前沿技術進行分析。（1） =-0.593，即東道國GDP的彈性系數(shù)為-0.593，代表東道國GDP每增長1%，我國對其直接投資將減少0.593%。這個結(jié)果與張新樂等（2007）運用2003和2004年的51個東道國數(shù)據(jù)的研究結(jié)

20、果（-0.551）相似，說明這些年東道國GDP對我國對外直接投資的影響并無較大改變，都是負相關，其原因有以下幾個方面：第一，我國仍是發(fā)展中國家，技術水平相對落后，現(xiàn)階段的對外直接投資仍以垂直型為主，主要是投資于一些勞動密集型的產(chǎn)業(yè)，投資產(chǎn)品處于價值鏈低端，資本進入發(fā)達國家還有一定難度。第二，我國對外直接投資并沒有充分考慮市場的因素，許多投資都是援助性的（如對非洲的投資），政治目的較強。第三，我國對外直接投資還受文化地理因素的影響，對亞洲國家以及和中國文化相似的國家或地區(qū)投資較多，對歐美發(fā)達國家投資相對不足。1（2） =0.289， =0.203，即能源產(chǎn)量和外資開放度的彈性系數(shù)分別為0.289

21、和0.203，都通過了1%的顯著性檢驗。東道國能源產(chǎn)量和外資開放度水平每提高1%，我國對其直接投資將分別增加0.289%和0.203%，這個結(jié)果與理論預期基本一致。從能源產(chǎn)量系數(shù)可以看到，我國能源尋求型對外直接投資占比相對較多，一方面是因為我國對能源需求量大，另一方面說明我國還處于粗放型經(jīng)濟發(fā)展水平，單位GDP能源消耗量大，本國能源不足。從外資開放水平看，東道國降低外資準入門檻，放開對外資進入的有關政策將會吸引我國對其直接投資。（3） =1.096，說明我國對外貿(mào)易的彈性系數(shù)為1.096，即我國與東道國對外貿(mào)易進出口總額每提高1%，我國對其直接投資將增加1.096%。這個結(jié)果證實了呂計躍（20

22、12）的研究結(jié)論，即我國對外直接投資是出口創(chuàng)造型的，說明與東道國的貿(mào)易有利于投資者加深對東道國的認識，并為對其直接投資提供更好的條件。出現(xiàn)上述現(xiàn)象有以下兩個原因：一是因為我國與東道國經(jīng)貿(mào)關系具有相互依賴性，進出口貿(mào)易總額高說明兩國經(jīng)濟聯(lián)系較為緊密，這有利于我國對外直接投資的進入；二是由于對外貿(mào)易企業(yè)出口產(chǎn)品能夠加快占領東道國市場，但由于某些貿(mào)234易壁壘使得外貿(mào)企業(yè)選擇對外直接投資的方式擴大已有市場，二者互相補充。（4） =-19.497，反映了東道國的全球治理指標（WGI）對我國對外直接投資效率具有較大影響，東道國政治和法律制度治理情況每改善1%，我國對其直接投資非效率將降低19.497%，

23、即東道國制度環(huán)境的改善能極大的提高我國對該國的直接投資效率。這主要是由于企業(yè)在海外投資建立的生產(chǎn)或研發(fā)基地受東道國政治和法律環(huán)境風險影響較大，東道國不同政治力量的消長會對我國企業(yè)投資項目的經(jīng)營產(chǎn)生相當大影響，甚至很小的政治變化也會嚴重影響投資環(huán)境。此外，東道國由于腐敗會增加行賄、尋租成本，投資的行政審批等冗長的官僚流程，以及合同執(zhí)行的不確定性，也是對外直接投資的“攫取之手”，會降低我國企業(yè)海外投資的利潤，增加企業(yè)海外經(jīng)營風險。相反，東道國完善的政治和法律制度能夠減少我國企業(yè)投資風險，企業(yè)海外經(jīng)營的安全性將更有保證，從而會促進企業(yè)繼續(xù)加大投資。1 根據(jù)隨機前沿分析結(jié)果，本文還測算了2003-20

24、12年我國對25個東道國直接投資的效率值（見圖1），以此考察我國對外直接投資的發(fā)展?jié)摿?。從總體上看，我國對外直接投資的效率并不高，10年均值只有0.329，這主要是因為我國對外直接投資還處于低級階段，投資結(jié)構(gòu)不甚合理，偏向于投資發(fā)展中國家或地區(qū)，在發(fā)達國家的投資還相對較少；同時，以尋求能源和政治援助等為目的的對外直接投資還占據(jù)重要位置，缺乏技術、戰(zhàn)略資產(chǎn)等尋求動機的對外直接投資。從趨勢上看，我國對外直接投資效率呈現(xiàn)逐年上升趨勢，而且上升速度較快，2003年的效率值僅為0.154，2012年上升至0.454，增長了近兩倍，說明我國對外直接投資狀況在不斷改善。這主要是因為近十年我國科技經(jīng)濟實力突飛

25、猛進，積極融入世界市場和全球經(jīng)濟一體化的趨勢之中，并加入了各種國際組織，不斷改善和維護同許多國家與地區(qū)的經(jīng)濟貿(mào)易關系。盡管我國對外直接投資效率呈上升趨勢，但仍舊處于低位 區(qū) 間 ， 對 外 直 接 投 資 潛 力 仍 有 較 大 的 提 升 空 間 。（二）模型效率結(jié)果分析（二）模型效率結(jié)果分析圖1 2003-2012年我國對外直接投資效率走勢圖六、主要結(jié)論和政策建議六、主要結(jié)論和政策建議 本文基于2003-2012年我國對外直接投資流量數(shù)據(jù)和25個東道國的經(jīng)濟和制度數(shù)據(jù)，建立隨機前沿面板數(shù)據(jù)回歸模型，實證測算了影響我國對外直接投資潛力的相關因素，可以得出以下主要結(jié)論：（1）東道國經(jīng)濟特征對我國對外直接投資的影響較為明顯，東道國能源產(chǎn)量、外資開放度及其與我國貿(mào)易總額的彈性系數(shù)分別達到0.289、0.203和1.096，并都通過了1%的顯著性檢驗，但體現(xiàn)東道國市場規(guī)模的國內(nèi)生產(chǎn)總值對我國對外直接投資的影響為負，說明我國對外直接投資主要集中于與我國經(jīng)貿(mào)關系較為密切的國家和地區(qū)，對非經(jīng)貿(mào)伙伴國的直接投資較少。（2）東道國制度環(huán)境與我國對外直接投資的關系密切，東道國政治和法律制度治理情況每改善1%，我國對其直接投資效率將上升19.497%，即東道國制度環(huán)境的改善能極大的提高我國對該國的直接