中国海外直接投资母国驱动因素的实证研究

黄友星

(山东大学 管理学院,山东 济南 250100)

中国海外直接投资母国驱动因素的实证研究

黄友星

(山东大学 管理学院,山东 济南 250100)

对OFD I母国宏观影响因素的研究,不能简单归结为企业将自身优势与宏观因素相结合进行 OFD I的问题。因为,诸如母国 GDP、人均国民收入、外汇储备等宏观经济变量并不对企业的 OFD I决策构成直接影响,而是通过企业规模,生产成本水平,外汇水平这些因素对企业OFD I决策产生间接影响。借助计量经济模型,以企业 OFD I决策有关的单位企业规模、出口、汇率、生产成本、政府政策为解释变量,选用 1986-2009年数据对影响中国 OFD I的母国因素进行实证分析,发现出口、汇率、政府政策是中国企业 OFD I决策的主要影响因素,而单位企业规模和生产成本不是企业 OFD I决策的影响因素。

海外直接投资 (OFD I);母国驱动因素;实证研究

一、问题的提出

自中国“走出去”战略实施以来,对海外直接投资 (OFD I)获得了快速发展。2002-2009年期间,中国OFD I年均增速达到 55.4%,尤其是 2009年中国的 OFD I流量为 565.3亿美元,占全球的 5.1%,列世界第 5位,中国已经成为世界 OFD I的重要力量。与此同时,一批具有世界规模的中国跨国企业正在迅速成长,2010年美国《财富》世界 500强中,上榜中国大陆企业为 42家,它们以占 500强企业 8.7%的营业额创造了19.9%的利润。

不过,由于中国 OFD I起步较晚、规模较小,所以既往对中国 OFD I影响因素的研究多集中于对 OFD I东道国影响因素的研究,而对中国 OFD I母国影响因素的研究则偏重于母国宏观因素与 OFD I规模关系的研究。因此,从企业的视角考察母国因素对中国企业 OFD I决策的影响,中国 OFD I规模受到母国因素影响等问题,在以往的研究文献中非常少见。众所周知,企业是 OFD I投资行为的主体,那么从企业视角选取与企业 OFD I决策直接相关的母国因素作为变量进行研究,其意义应当更具政策含义。

本文在对 FD I理论回顾的基础上,借鉴已有对中国 OFD I母国影响因素的研究成果,并结合较新数据,从企业 OFD I决策视角对中国 OFD I的母国影响因素进行实证分析。

二、理论回顾与文献综述

FD I理论作为独立的理论发端于 Hymer(1960)的垄断优势论。此后,Vernon(1966)提出对外直接投资的 IPLC理论,即国际产品生命周期论,指出 OFD I发生于成熟或标准化产品阶段。②Vernon.R.,International Investment and International Trade in Product Cycle[J].Quarterly Journal of Economics,May,1966:p.190-207.Barkey&Casson(1976)进一步将 FD I理论一般化,他们利用交易成本理论,提出 FD I产生于为克服中间市场不完全所导致的交易成本而发生的跨越国界的内部化行为。Koj ima(1978)提出的“边际产业”扩张论则认为依据比较优势原则的“边际产业”转移促进了双方互补型贸易关系的形成。作为 FD I理论集大成者的 Dunning(1977)则通过对垄断优势论、内部化理论以及区位理论的结合,提出了国际生产折衷论,即OL I范式。指出,只有在同时具备所有权优势 (O)、内部化优势 (I)和区位优势 (L)的条件下,FD I才是进入国际市场的最佳方式;之后他又进一步提出了 IDP理论即投资发展周期论,将一国经济发展水平与对企业 OL I优势的动态影响以及 OFD I的水平相对应。①D unning.J.H.,Toward an Eclectic Theory of International Production:Some Empirical Tests[J].Journal of International Business Studies,vol.11,1980:p.9-13.Wells(1983)的小规模技术理论和 Lall(1983)的技术地方化理论则指出发展中国家 OFD I与其自身的比较优势有着密切关联。传统 FD I理论在解释中国的 OFD I现象时虽然存在着局限性,但其仍然是研究中国 OFD I的重要理论基础。

对中国OFD I的母国影响因素的实证研究目前主要集中于 OFD I与单个或数个宏观影响因素的关系问题上。周晔 (2005)利用 1984-2003年数据对影响我国 OFD I的国内宏观因素进行实证研究,得出影响 OFD I的主要因素为出口、GDP增长率和汇率,其中出口对 OFD I有最为显著的正向影响,出口与投资之间有互补关系。②周晔:《我国对外直接投资宏观影响因素研究》,《企业经济》2005年第 6期。邱成立、王凤丽 (2008)则以 1993-2006年的数据为基础进行实证研究,发现出口与 OFD I呈显著负相关关系,而资源需求、工资水平与OFD I呈显著正相关关系。马巍 (2010)选用以中国省市为单位的 2004-2008年数据,运用协整理论,Granger检验等方法进行面板数据分析,发现 OFD I与 GDP、OFD I存量、出口、全员劳动生产率呈显著正相关,与劳动力成本呈显著负相关,与全国层面的研发投入关系不显著,但东部地区研发投入对OFD I有显著影响。朴杉杉 (2010)采用 2003-2007年省级面板数据,利用动态 VAR模型对OFD I与进出口关系进行实证研究,发现 OFD I是出口的 Granger原因,而 OFD I与进口间不存在 Granger因果关系。黄武俊、燕安(2010)在比较中国OFD I流量与存量数据和多种模型的基础上,对我国的投资发展路径(I

DP)进行了实证检验,结果显示,中国处于 IDP的第三阶段即所有权和内部化优势开始增强,OFD I流出增速的阶段。

笔者认为,对 OFD I投资区位影响因素的研究,可以归结为企业对 OFD I投资区位的选择问题,即 Dunning在 OL I范式中对区位优势的利用问题。然而,对 OFD I母国宏观影响因素的研究,却并不能简单归结为企业将自身优势与宏观因素相结合进行 OFD I的问题。因为,诸如母国 GDP、人均国民收入、外汇储备等宏观经济变量并不对企业的OFD I决策构成直接影响,而是通过企业规模,生产成本水平,外汇水平这些因素对企业 OFD I决策产生间接影响。另外,经验研究表明,政府政策对 OFD I有着重要影响,因此有必要对其进行进一步的定量化研究。为此,本文拟从以下三个方面对既有研究进行扩展:

1.以企业视角选取与企业OFD I决策直接相关的母国因素变量。

2.选取反映企业所有权优势的变量进行定量研究。

3.重视政府政策的影响,设计相应的变量进行定量研究。

三、计量模型与检验

(一)变量设计与选择

1.研究选取的变量。

被解释变量。中国对外直接投资 (OFD It),即将中国对外直接投资额作为本研究的被解释变量,为确保统计数据的精确性和有效性,研究选取的中国 OFD I额为非金融业的 OFD I额,③O FD I额使用非金融业OFD I额主要基于以下两点考虑:1.《中国对外直接投资统计公报》自 2006年开始的OFD I额为包括金融业的全行业OFD I额,前后统计口径发生变化。2.金融业OFD I其内部驱动因素较一般产业的OFD I更为复杂,更适于单独研究。故本文将金融业 OFD I额剔除。并以 GDP平减指数对 OFD I额进行平减,④对OFD I额使用固定资产投资价格指数进行平减更为合理,但 1991年中国才开始统计固定资产价格指数,故使用与其相近的 GDP平减指数对OFD I额进行调整。以消除价格因素的影响。

解释变量和预期假设。本文将对中国企业OFD I决策产生直接影响的因素分为两类:一类是与企业自身能力相关的内部因素;另一类是可能对企业决策产生影响的外部因素。

内部因素:变量 1,单位企业规模 (SCt-1),研究假定 H1:单位企业规模与 OFD I呈显著正相关关系。变量 2,出口水平 (EXt-1),研究假定 H2:出口水平与 OFD I呈显著正相关关系。

外部因素:变量 3,汇率水平 (EXRAt-1),研究假定 H3:直接汇率与 OFD I呈显著负相关关系。变量 4,生产成本水平 (WAt-1),研究假定 H4:生产成本与OFD I呈显著正相关关系。变量 5:政府政策 (POt),研究假定 H5:政府政策与 OFD I呈显著正相关关系。

2.样本数据来源。

样本数据选取可获的连续性数据。OFD I为 1987-2009年非金融业 OFD I,其中 1987-2002年数据来源于UNCT AD的《世界投资报告》,2003-2009年数据来自商务部 2003-2009年《中国对外直接投资统计公报》;企业主营业务收入、企业个数、出口总额、人民币兑美元直接汇率、年度职工平均工资、CPI为 1986-2008年数据,来源于各年版《中国统计年鉴》,GDP平减指数为 1986-2009年数据,取自世界银行。金额数据均以人民币计价。①由于使用各类国内价格指数对金额进行平减,因此金额数据均以人民币计价。

(二)计量模型的提出

对政府政策变量以外的所有变量取对数以消除线性趋势,建立如下计量模型:

其中,t为时间下标,ζt为随机扰动项。

(三)模型估计与计量检验

使用计量软件 Eviews5.0,采用 OLS回归分析对计量模型进行估计,得到如下计量模型拟合结果:

括号内为 t值的相伴概率:

虽然该计量模型拟合优度较高,调整后的可决系数达 0.931847,但 SCt-1、WAt-1均不能通过 5%显著性水平的 t检验,考虑到模型中变量较多,可能存在严重的多重共线性问题,因此考虑剔除冗余变量,使用Testdrop检验对变量进行筛选,并建立修正后的计量模型:

其中,t为时间下标,ζt为随机扰动项。

修正后的计量模型 F统计量以及各 t统计量在 1%水平上均显著,模型调整后的拟合优度为 0.9326,可以认为拟合情况较好。且A I C和 SC信息量分别为 0.557537、0.804383,较修正前均有一定程度的下降,因此可认为对单位企业规模(SCt-1)的剔除使计量模型获得了改进。为确保计量模型的科学性和精确性,进一步进行下列检验:

1.数据平稳性检验。对计量模型的残差ζt进行 ADF单位根检验,t统计量为 -4.101,小于 1%显著性水平下的临界值 -3.788,通过了 1%显著性水平的检验。因此,拒绝原假设,即认为不存在单位根,计量模型数据是平稳的,该回归不是伪回归。

2.异方差检验。使用不含交叉项的 White检验,其 Obs＊R-squared的相伴概率为 0.1015,不能通过5%显著性水平的检验,因此不能拒绝原假设,即认为模型中不存在异方差。

3.序列相关检验.采用 Durbin-Watson检验对模型的序列相关性进行分析,根据修正模型回归结果,D.W.统计量为 1.812348,查表可知在 N=23,K=4,显著性 5%时,dl=0.99,du=1.79,因此 1.79=du<1.812348<4-du=2.21,表明样本观测值不存在正的或负的一阶自相关。

4.多重共线性检验。采用V IF法(方差扩大因子法)检验计量模型的多重共线性。通过计算,各自变量序列膨胀因子依次为 8.0513、0.9224、7.7601、1.0187,膨胀因子均值为 4.4381,均小于 10,因此可认为计量模型不存在严重的多重共线性现象。

通过上述检验,可认为修正后的计量模型比较合理,于是得到如下回归方程:

四、对回归结果的描述和解释

该计量模型的可决系数为 0.9448,经过调整后的可决系数达到 0.9326,即模型中的解释变量大约可以对 OFD I规模产生影响的全部因素的 93.26%做出解释,这表明计量模型具有较高的拟合优度;t统计量在1%水平上均显著,表明各解释变量系数均高度显著。因此,该模型可以对我国 OFD I的规模做出较为精确的解释。其中,出口、政府政策与 OFD I呈显著的正相关关系,直接汇率、生产成本与 OFD I呈显著的负相关关系。

(一)出口水平与 OFD I呈现显著的正相关关系

出口对 OFD I的弹性系数为 3.43,即出口总额每提高 1%,OFD I将增加 3.43%。这与预期假设一致,表示出口与OFD I间存在着很强的互补关系,存在贸易投资一体化的现象。这符合企业通过出口打开东道国市场,在市场信息达到一定积累时再进行对外直接投资的一般 OFD I路径。对东道国市场的既有出口水平是中国企业 OFD I决策的内部影响因素。

同时,这也说明投资对出口的创造效应远大于对出口的替代效应。资源寻求型OFD I和市场寻求型OFD I均可产生出口创造效应,前者表现为资本品的出口,后者则会通过投资促进东道国市场的扩大,带动资本品、中间产品和制成品的出口;而出口替代效应则相对较小,商品生产的跨国转移会产生产品当地销售或转销第三国乃至东道国对产品进行模仿后出口的效果 (Vernon,1966),而此类OFD I形成正是 Koj ima(1978)提出的边际产业的转移过程,而由模型中出口与 OFD I的互补关系可以推定,此类 OFD I的规模较小。另一方面,由于资源寻求型OFD I和市场寻求型 OFD I产生的出口在很大程度上表现为跨国公司的公司内贸易,因此出口与OFD I的显著正相关也在一定程度上表明我国企业的国际经营能力正在增强,特别是与之相关的内部化能力获得了显著成长,内部化优势趋于增强。

(二)直接汇率与 OFD I呈现显著的负相关关系

直接汇率对 OFD I的弹性系数为 -2.45,即人民币兑美元汇率每提高 1%,OFD I将增加 2.45%。这与预期假设一致,表明我国企业有效地利用了人民币汇率升值这一促进 OFD I的主动时机性因素,使 OFD I获得了人民币升值带来的资产效应。这一实证结果也符合 Alibert关于相同收益流量条件下,本币升值所引发的资本化率的提高,会带来更高的资产价值的理论。这表明发达国家与发展中国家企业的 OFD I对汇率水平的反应是相似的。汇率水平是中国企业进行OFD I决策的外部影响因素。

(三)生产成本与 OFD I呈现显著的负相关关系

生产成本对 OFD I的弹性系数为 -3.12,即年度职工平均工资每提高 1%,OFD I会减少 3.12%。这和生产成本与 OFD I呈显著正相关的预期假设相反。这说明,一方面中国OFD I中具有边际产业特征的效率寻求型 OFD I比例较小;另一方面,可能意味着中国 OFD I中追求外部规模经济即范围经济的 OFD I比例较大。

边际产业对国内生产成本会表现出较高的敏感性,使生产成本与 OFD I呈正相关关系,而中国国内生产成本与OFD I呈高度负相关这一实证结果进一步表明中国OFD I并不具有边际产业的特征。2009年,中国非金融 OFD I中,投向租赁与商务服务业、采矿业、批发与零售业的比例依次为 42.8%、27.9%、12.8%,而制造业仅占 4.7%。①商务部:《2009年度中国对外直接投资统计公报》[EB/OL].http://hzs.mofcom.gov.cn.2010.且有相当部分投资于交通运输设备制造业、电气机械与器材制造业、通讯设备、计算机及其它电子设备制造业等产业,而这些产业对劳动力相关生产成本敏感度相对较低。同时,由于中国国内区域间劳动力成本的差异,使边际产业的国际转移可能被国内转移替代,从而极大地减少了边际产业型 OFD I的发生。另外,寻求范围经济的OFD I会产生向特定区域集中的趋势。由于劳动力成本的长期上升趋势往往伴随着国家整体经济水平的逐步提高,投资环境得到持续改善,而中国目前 OFD I集中的租赁、商务服务业、批发、零售业等行业可能因范围经济集聚的原因而产生对高水平整体投资环境更强的投资倾向,国内投资环境的改善可能减弱以上产业对外投资的驱动力。因此,以劳动力为代表的生产成本并不是中国企业进行OFD I决策的外部影响因素。

(四)政府政策与 OFD I呈现显著的正相关关系

政府政策对 OFD I的弹性系数为 0.83,即政府的 OFD I促进政策水平每提高 1%,将会为 OFD I带来 0.83%的增长。这与预期假设一致。虽然政府政策是模型的四个变量中对 OFD I弹性唯一小于 1的变量,但考虑到研究中对政府变量的设计只考虑OFD I促进政策的短期影响,同时假定各政策的激励水平是相等的。而事实上,政府的任何一项与 OFD I相关的政策对 OFD I产生的影响都将是长期的,政策的效果也存在着差异,这种简易的变量设计方法会使该解释变量对因变量的影响缩小化。实际中,政府的 OFD I促进政策对OFD I的弹性系数的确高于计量模型中 0.83的估计。这说明,中国政府旨在促进中国对外直接投资的政策对OFD I的增长有明显的推动作用,政府行为可以对 OFD I的规模产生有效地影响。因此,政府政策是中国企业进行 OFD I决策需考虑的外部影响因素

(五)企业规模与 OFD I不存在显著相关关系

中国OFD I与其自身的所有权优势变动并不存在显著相关性,这一实证结果与二者呈显著正相关关系的预期假设完全不同。这意味着在整体上,代表企业国际竞争力的所有权优势并不是中国企业进行 OFD I决策的内部影响因素。

笔者认为,中国OFD I的增长与所有权优势无关这一现象,与政府行为的短期影响有着内在的关联,政府拥有超乎一般企业的强大经济实现能力,政府通过扶持手段可以实现对企业 OFD I的有效介入,从而迅速弥补由于企业所有权优势缺失所造成的OFD I内部驱动不足,形成政府优势对企业所有权优势的短期替代。《2009年度中国对外直接投资统计公报》显示中国OFD I的投资主体主要为国有企业,2009年中央企业对外直接投资 382亿美元,占流量的 67.6%,2009年末的国有企业 OFD I占存量的 69.2%。中国 OFD I主体的国有性质与发达国家的OFD I私人资本特征存在着明显的差异;2008年,中国进入《财富》杂志世界 500强的26家企业均为国有企业,其中 24家企业为国资委管辖。①大橋英夫、丸川知雄:《中国企業のルネサンス》,東京:岩波書店 2009年版,第 35页。而 2009年末中国非金融类 OFD I存量前五十大企业几乎均为国有企业或国有控股公司。事实上,即便在产权清晰的条件下,国有企业仍然难以摆脱政府行为的影响,从而形成国家政府行为与企业投资行为一定程度上的同一化,而这应该归属于 Dunning提及的制度性资产对企业OFD I的影响问题。正是基于中国企业背景形成的特有的制度性资产结构对中国企业的OFD I决策产生了影响。

五、几点启示

传统的西方 FD I理论并不能对中国企业的 OFD I现象做出完整合理的解释,实证研究的结果也支持中国 OFD I成因的复杂性,从带有中国特色的 OFD I中可以获得如下几点启示:

(一)重视政府 OFD I扶植政策的合理运用

政府扶植和政策支持对中国OFD I增长的促进作用是明显的。对于尚处于起步期的中国 OFD I,政府力量的有效发挥有着至关重要的作用。日本战后运用政府力量对弱小产业的重点培植,最终培育出一批极具国际竞争力的产业,这一成功经验说明政府行为可以有效克服由于市场不完全所导致的后发国家企业国际竞争力不足的劣势。因此,对于中国 OFD I的发展也应注重发挥政府的力量,但是这种保护性的优势替代应当建立在以保护促进竞争力的形成基础之上,即在保护期内形成企业自己的所有权优势,而不能形成对政府的依赖。

(二)发挥出口与 OFD I的互补效应,促进贸易投资一体化优势的扩大

现阶段出口仍是对中国OFD I增长最具推动作用的因素,而 OFD I对于贸易的反向刺激作用亦十分明显。中国企业进行OFD I的市场信息和经验的积累主要来源于对特定市场的出口,而OFD I的产生又使贸易在特定市场上呈现出进一步深化的趋势。在出口与OFD I的互动过程中,中国跨国公司的内部化能力正在获得持续的成长。

(三)对汇率有利时机的利用为中国 OFD I开辟了海外资产升值的通道

在对汇率时机的利用问题上,中国企业与发达国家跨国公司表现出相同的高敏感倾向,企业的 OFD I决策都将因汇率变动而产生的资产效应作为是否进行OFD I的重要因素。同时,这也反映出经过一定时期的OFD I摸索开创期,中国企业对国际市场环境的适应能力的增强以及 OFD I决策水平的提高。

(四)注重改善国内整体投资环境,减少 OFD I投资区位扭曲产生的效率损失

当前,中国 OFD I正在实现由垂直型 OFD I为主向水平 OFD I为主的转变,OFD I的整体升级意味着投资将更加注重外部规模经济的获取,而劳动力成本因素在中国企业 OFD I决策中的作用呈下降趋势。因此,加大力度积极改善国内投资环境,有利于中国企业 OFD I决策的进一步合理化,减少由于国内投资环境不完善而产生的对外直接投资区位扭曲现象,为OFD I取得范围经济创造平衡的基础投资环境。

F752 [

A

]1003-4145[2011]04-0136—05

2011-01-09

黄友星,男,山东大学与日本大学经济学研究科交换留学生,山东大学管理学院硕士研究生。

(责任编辑:栾晓平 E-mail:luanxiaoping@163.com)