国有企业主导中国对外直接投资的成因分析

姜亚鹏　姜玉梅　王飞

[内容摘要]本文从金融发展视角讨论国有企业主导中国对外直接投资的成因。在动态面板模型GMM检验后，运用Geweke因果分解检验考察了中国金融发展与对外直接投资间的关系。结果显示，金融抑制在一定程度上约束了企业对外直接投资，金融抑制下的信贷配给制是国有企业主导中国对外直接投资的重要因素。不应仅仅依赖政策性金融、开发性金融或者行政行为等暂时对策，而应该通过促进金融自身发展来推动中国对外直接投资平等、合理地可持续发展。

[关键词]国有企业主导；对外直接投资；金融发展；信贷配给

中国对外直接投资呈现国有企业占主导地位的结构特征。作为转型与增长双重考虑的最大发展中国家，中国正经历一个更均匀融入世界的过程。2012年中国对外直接投资流量达878亿美元，位列全球第三。但值得注意的是，中国对外直接投资主体结构与发达国家呈现显著差异，国有企业在全部资本输出中占主导地位，投资行为主要由在国内拥有垄断优势的国有企业进行。《中国对外直接投资统计制度》实施以来，非金融类对外直接投资中国有企业占比始终保持在60%以上，2006年更是一度达到81%，2012年仍占投资流量的近50%，凸显了投资主体的结构单一。

是什么导致了国有企业主导的对外直接投资的结构特征呢？是资金来源不足限制了非国有企业投资么？似乎不能这样说。实际上，中国存在巨额居民储蓄与企业储蓄。最近数年，相比美、法、日、韩及墨西哥等国，中国社会总储蓄与GDP之比、企业储蓄与GDP之比及政府储蓄与GDP之比都保持最高水平（Kuijs，2006）。1990-2012年，中国社会储蓄总额与GDP之比从36%上升到64%，其中企业储蓄与GDP之比从10.2%上升到26.3%，增幅达一倍以上，因而很难说是资金来源不足限制了中国对外直接投资。那么是什么导致了非国有企业对外投资偏少呢？

我们试图从金融发展视角来解释这一现象。伴随对2007全球金融危机的反思，金融因素及更为现实的市场缺陷被更多地纳入经济学理论和模型中进行讨论。传统理论中，无论是发达国家跨国公司理论，还是发展中国家跨国公司理论，多从微观视角进行讨论，关注宏观因素的较少（周业安，1999；张少华，2005；仇娟东，2011），对金融发展与国际间资本流动关系的讨论更少，罕见关于金融发展与对外直接投资关系的讨论，因而我们的研究恰逢其时。

一、文献回顾

与本研究关系最密切的文献集中在企业跨国经营融资难与保险机制缺失的应对方面。资金不足与风险担保机制不健全是企业跨国经营中的两大“瓶颈”（虞瑾，2006）。首先是融资难。目前提供对外直接投资政策性融资支持的仅有中国进出口银行与中国银行，但其服务多集中在对外贸易方面，投放于对外直接投资的仍较少（肖楠，2007），而国内企业信用评级机制的不完善则进一步提高了企业在国际市场上融资的难度。其次是保险机制缺失。中国海外投资遍布全球近200个国家，企业的跨境经营受到商业风险与政治风险的双重影响，2012年叙利亚内战给中方带来的巨大损失就是一例。我国海外投资保险起步较晚，直到2001年才出现了由中国出口信用保险公司承保的海外投资险，但其业务范围仍倾向于贸易。

市场失灵情况下必须以“看得见的手”弥补这一失灵。政府对对外直接投资的影响力最早体现在Kojima与Denning的文献中。在Heckscher-Ohlin资源禀赋理论基础上，Kojima（1977）提出政府应推动已经或即将处于比较劣势产业的对外直接投资，其后的Denning（1981）投资发展周期论则明确提出了制度、法律及市场机制对跨境资本流动的影响。

近期文献亦强调了政府对跨国企业金融服务所呈现的显著制度化特征。建立政策性金融、开发性金融乃至财税政策等渠道成为主要对策（Sansing，1996；Hufbauer等，2001；全操，2004；张翼飞，2007；王艳，2007；郭丽，2008；廖一榕，2008）。其中，黄金印（2004）的最优控制模型证明，财政政策不但能够改变资本存量，而且能显著改变投资边际收益。李庚寅（2005）与王逸（2008）则明确提出，跨国投资战略转变与税制优化目标应放在对“引进来”与“走出去”的双向激励上，重视投资税抵免对投资规模、区位与产业的引导。

目前对策性研究都强调了政策性金融、开发性金融及优惠财税政策的重要性，认为政策性金融的出发点是国家和社会利益最大化，提供融资和保险等金融服务是“走出去”战略有效实施的重要环节，也是世贸规则所允许的政府扶持行为（杨爱梅，2008；Yan等，2010）。政策性金融具有资金“虹吸”效应，它先市场而行，将资金投放到符合国家发展战略的重点产业，表明国家意图，进而引导其他资金参与（白钦先，1993；肖楠，2007）。

我们认为已有研究存在以下值得商榷的地方：一是政策性金融难以全员覆盖企业跨国投资融资需求。中国社会主义初级阶段的国情决定了政策性信贷“僧多粥少”，这种头疼医头、脚疼医脚的权宜之计很难从根本上扭转跨境投资的融资难与保险机制缺失局面。二是政府主导的信贷配给可能带来金融资源配置扭曲，国有企业与监管部门间天然的联系可能惯性地带来政策性信贷对国企的有偏配置（张磊，2010）。三是金融自身的发展可能意义更大。金融发展是解决企业融资难的需要、是分散风险的需要、是国企改革的需要，更是宏观调控的需要（李炜，2007）。

二、引入金融中介的企业跨境投资规范分析

即f（PR）=f（A、φ、δ、mps）。显然，对外直接投资决定于A、φ、δ、mps等系数，而这些系数则决定于金融发展水平。其作用途径主要有4个：首先是提高存量资本配置效率，其次是提高新增资本配置效率，再次是通过提高储蓄资本转化率加快资本累积速度，最后则是帮助经济甄别出可能实现创新的企业家（Patrick，1966；Gree，1960）。“此意义上的信贷供给要求经济体系适应企业家的目的和需要，此条件下的循环才有可能促进经济增长”。

三、中国金融发展与对外直接投资关系检验

（一）动态面板模型GMM检验分析

由于对外直接投资明显受前期投资经验与收益的影响，因而动态项存在较大内生性可能，同时其他解释变量也可能由于惯性出现内生性问题，计量结果可能出现严重上偏。因而我们采用系统GMM检验，将滞后一期的被解释变量（LOFDI）引入检验。

1 模型、数据与方法。

（1）模型设定。由前述理论分析构建检验模型如式（17）。

（2）变量选取与数据采集。被解释变量为中国对外直接投资规模（OFDI）。解释变量5个，分别为：①滞后一期的被解释变量（LOFDI）；②金融发展规模指标金融相关率（FIR），取FIR=全社会存贷款总额/GDP；③货币深度（M2），取M2/GDP，以度量经济中以货币为媒介进行的交易比重；④金融市场效率指标储蓄投资转化率（SCR），取SCR=贷款/存款；⑤考虑到开放经济假设，将汇率（EXCH）引入模型，取历年人民币对美元汇率的中间值。控制变量4个，分别为：①全社会固定资产投资规模（FIXINV），取历年全社会固定资产投资总额；②高校毕业生规模（STUCENT），计算公式为STUDENT=高校在校生人数/地区人口；③历年国内生产总值（GDP）；④实际利用外国直接投资量（FDI）。

各变量数据为2003-2012年除西藏以外的中国省际面板数据，分别采自各年度《中国对外贸易年鉴》、《世界投资报告》、《对外直接投资公报》、《中国劳动统计年鉴》、《中国国际收支平衡表》及《中国统计资料60年》。

数据处理。首先将数据转化为人民币计价单位；其次剔除价格因素，以固定资产投资价格指数对对外直接投资额及全社会固定资产投资额进行平减，以GDP平减指数对GDP平减；最后为降低异方差可能，将各变量进行对数化处理。由于篇幅所限，各变量统计性描述结果未予报告。计量工具为Eviews7.2工具包。

2 动态面板模型GMM检验结果分析。经多次估计，优选获得模型（1）到模型（6），详见表1。其中，模型（1）包含全部解释变量与控制变量。模型（2）到模型（6）则是在排除共线性因素后的结果。

广义矩估计的有效性依赖于工具变量的有效性。可以看到，SARGN检验P值较大，说明GMM检验中的工具变量不存在过度识别问题，AR（2）的P值表明差分后残差无二阶序列相关，因而工具变量有效。系数联合显著性WALD检验在1%的显著水平下拒绝了解释变量系数为0的原假设，表明模型总体线性关系显著。同时，模型（1）到模型（6）的R²从0.630337增长到0.938032，有显著提升，因此方程估计结果值得信赖。

总体上看，金融市场发展程度都对中国OFDI产生显著影响。LNSCR对于对外直接投资的影响最大，弹性达到了3.3614，强调了储蓄投资转化率对本国企业参与对外直接投资的显著影响，这与Dunning（1981）的投资发展周期论相一致。

各显著解释变量中LNSCR的显著影响较大，弹性达到3.3614，LNFIR的影响则较小，弹性为0.048945。排除共线性因素后，LNFIR与LNSCR在方程3、4、5、6中与LNOFDI显著正相关，而LNM2在排除共线性因素后的方程3、4、5、6中却表现为显著负相关，这是出乎我们预料的。后面我们在Geweke检验中讨论其可能成因。另一个出乎意料的是，LNM2在排除共线性后的模型3、4、5、6中都与LNOFDI负相关，其原因可能为信贷规模的扩张不如合理的信贷投向机制更有效率，Boyreau等（2003）、Allen等（2006）及林毅夫（2008）等关于金融发展与经济增长关系的讨论中亦提出过类似结论，即不具有效率优势的国企获得较大比例信贷配给的状况带来了经济增长趋缓。而LNEXCH与LNOFDI关系的不显著则可能源于中国长期实行固定汇率。控制变量中值得注意的是LNFDI，它在各方程中起到显著正向作用，支持了关于引进外资与对外直接投资相互促进的认识。

（二）Geweke因果分解检验

Geweke因果分解检验（Geweke1982）可以深入检验x对y的因果关系、y对x的因果关系及x与y的即时因果关系。检验结果见表2。

1 长期中LNOFDI与LNM2间存在显著单向因果关系，但无即时因果关系。（1）长期中LNOFDI是IAVM2的原因而LNM2不是LNOFDI的原因。这表明资本流出对金融市场提出了新要求，促进了货币化程度提高，但货币化程度提升并不能促进资本流出，两者尚未形成良性互动。其原因可能在于对M2/GDP的分析必须结合M1/GDP进行。M1/GDP稳定增长下的M2/GDP才反映金融机构的长期资金供给，否则资产泡沫、不良贷款等资本非有效性因素等都会影响对于M2/GDP的分析（Bando，1998）。中国M2的增加多表现为资产货币化，而流向实体经济的较少，参与对外直接投资的更少。（2）长期中LNOFDI与LNM2两者间即时因果关系较弱。其原因可能在于：一方面，“走出去”初期的中国企业多为政府主导型对外直接投资（姜亚鹏，2011），且在相当长时间里表现为技术援助与国际合作，所以本国M2影响并不很显著；另一方面，资本化进程的深入引起货币需求上升，进而引起M2/GDP上升，这在一定程度上挤占了对外直接投资资本。

2 长期中LNFIR与LNOFDI间存在显著单向因果关系，但无即时因果关系。（1）长期中LNFIR是LNOFDI的原因，LNOFDI不是LNFIR的原因，对外直接投资对金融发展的反馈达63.7%，表明金融发展对对外直接投资影响较强，而后者对前者影响较小；（2）两者间缺乏即时关系的原因可能在于：正规金融的效率改进未能及时反映到对外直接投资上。中国金融中介市场具有显著的结构单一特征，很多企业只能依赖于内源融资和非正规金融市场，这为非正规金融市场形成提供了条件（白当伟，2004），亦带来了LNFIR与LNOFDI间即时关系的不显著。

3 长期中LNSCR与LNOFDI存在显著单向因果关系，但无显著即时因果关系。（1）长期中LNSCR是LNOFDI的原因，说明LNSCR有效地促进了LNOFDI的发展，而后者则不是前者的原因则可能源于储蓄投资转化率不高；（2）两者不存在显著即时因果关系的可能原因在于，中国近年来激增的对外直接投资多依赖民间借贷，所以短期看LNSCR波动对LNOFDI的影响不大。

4 无论从长期还是即时来看LNFDI与LNOFDI间都存在显著双向因果关系，这与前述GMM检验结论一致。两者间短期因果关系相对于即时因果关系更大的可能原因在于：无论改革开放之初还是最近十年，中国对外直接投资规模相对引进外资规模都较小，虽然有即时因果关系，但长期中相互影响较弱。尤其值得注意的是，长期中LNOFDI是LNFDI的原因，这支持了Buckley等（2007）关于引进外资与对外直接投资必须协调发展的观点。

综上，金融发展规模及金融市场效率与中国对外直接投资在长期中都有显著相关性，但没有即时因果关系，这显然与传统金融理论关于金融是经济增长引擎的认识相悖。早在1781年，Hamilton就提出“作为最令人愉快的经济增长引擎，银行通过方便大型项目融资在英国工业革命进程中起到关键作用”，Hicks（1969）亦强调真正引起英国工业革命的是金融创新而不是通常所说的技术创新，“金融创新通过向大型项目融资提供了工业革命前就已存在的技术实现其价值的条件”。

那么是什么造成了长期与短期现象的背离呢？我们认为是中国长期金融发展不足造成的。McKinnon等（1973）的金融深化理论值得我们深刻反思。作为典型的发展中国家，中国经历了长期的金融抑制向金融深化的过渡过程，中国金融发展与成熟市场经济国家尚有显著差距。这一差距表现之一就是正规金融市场对跨境企业融资需求反应的时滞，直接导致难以获得支持的企业转而求助于非正规金融，因而出现了前述中国金融发展与对外直接投资之间长期与即时关系的背离。

四、信贷配给下的国有企业对外直接投资优势形成

实践中，伴随金融抑制的是事实上存在的信贷配给，而这可能带来了国有企业对外直接投资优势。长期的金融抑制带来中国金融市场制度设计尚不够完善（Buckley等，2007；Morck等，2008）。主要表现在金融市场准入限制、负利率与储蓄增长并存以及贷款方向扭曲等方面，这直接导致银行业竞争不足及行业集中度较高（李辉，2008）。‘这些特征带来了储蓄投资转化率不高与信贷资源紧缺，是中国对外直接投资中国有企业主导的诱因之一。

前文第二部分规范分析显示，金融中介通过影响储蓄率、储蓄投资转化率及资本产出比3个途径来影响对外直接投资，这一影响过程是递进的。

（一）金融抑制导致对外直接投资金融资源相对有限

一方面，金融抑制带来了储蓄挤出。面对金融抑制带来的长期低于通胀率的人为低利率，储蓄者不但得不到储蓄回报，反而可能上交通胀税。这直接导致边际储蓄率下降，政府不得不通过“保值储蓄”等资源动员来弥补储蓄挤出。另一方面，人为低利率导致银行惜贷，偏好风险规避型资产，经营保守。两方面的结合进一步导致跨境投资资金支持不足。

（二）金融资源不足导致了低效率的信贷配给制

面对人为低利率，金融资源供不应求，这直接减弱了金融资源配置过程的投资鉴别功能，只能由政府主导进行信贷配给。在信贷配给环境下，投资者实际上是用投资向监管方“购买”投资环境，这一扭曲的投资者甄别机制使得实力强的投资者得到较好的投资环境，实力弱的投资者面临较差的投资环境，其投资需求也被压抑（罗长远等，2003），表现为不同企业跨境投资能力的差异。

（三）信贷配给成为中国对外直接投资国有企业主导的诱因之一

信贷配给偏爱国有企业带来了信贷资源配置失效。一方面，作为内生变量的经济政策，一旦被置顶，就会在政治、经济的相互作用下沿着自己的轨迹演变（Krueger，1988）。利益集团的存在会带来显著道德风险，中国经济中金融资源和商业机会的分配是按照从国有到集体再到民营的顺序进行（黄亚生，2003），这直接反映为国有企业所面临的低利率与民营企业受到的信用约束。另一方面，关系性金融以及银行信贷风险鉴别能力弱化带来了政府的兜底预期。此预期下国有企业无破产压力，往往拖延还贷甚至不归还贷款，强行占有受配给地位，这加剧了民营部门融资难，加剧了市场道德风险，降低了信贷配置效率（Auki等，1997、1998；王跃生，1999；Allen等，2005）。而国有企业资本回报率较低的事实则进一步降低了金融市场效率（Dollar等，2007），这凸显了国有企业低成本资金优势及政府对经济的强力控制对中国对外直接投资的影响（Buckley等，2007；Merck等，2008）。此机制下，国有企业自然主导了中国对外直接投资。

五、结论与建议

金融发展对中国对外直接投资产生显著影响，金融约束与实际上的信贷配给抑制了中国对外直接投资发展，金融发展不足给中国企业对外直接投资带来了融资成本高、投资风险分散难及投资主体结构单一等问题，因此，必须以市场方式推进金融服务自身的完善与发展。

鉴于对外直接投资水平受到储蓄规模、储蓄投资转化率、经济发展水平及对外开放度的显著影响，建议从以下四方面加强建设：

1 完善对外直接投资统一领导机制，明确监管方与金融机构的职责划分，减少政策性金融、开发性金融及财政补贴等短期行为对商业金融的替代。商务部、财政部及人民银行工作重点应放在对外投资的审批、日常监管与信息服务方面，而金融市场的功能则应放在融资便利与海外投资风险分担方面。

2 全方位构建对外直接投资金融与保险的市场化体系。这一体系不应仅仅包括政策性金融，更重要的是推进金融深化，进一步明确政策性金融与商业性金融的分工，构建多层次、宽领域、分阶段的金融支持体系。监管方应针对不同类型、不同阶段的海外投资实行差异化支持政策，构建商业性金融与政策性金融协调互补的新型金融结构。融资服务方面，可以通过国家信用手段满足企业“走出去”的初期资金需要，发挥政策性金融的“虹吸”效应，引导商业性资金参与。其后，随着商业性金融不断进入，政策性金融应择机退出。保险方面，应着重创新保险品种，扩大保险覆盖面，增设政治险，使跨国企业不仅仅能“走得出”，还能“走得稳”。

3 优化金融市场结构，促进金融业竞争。优化金融服务不能单纯依靠金融市场的规模扩张，更要提高金融服务的效率与质量，这就要求降低金融市场准入门槛，促进市场主体多元化，准许民营资本进入，提高金融服务质量与市场竞争程度。

4 着力解决信贷资源有偏配置，确保各类企业公平参与跨境投资。在保证国有企业在支柱产业中占主导地位的同时，应积极为民营企业提供平等金融支持，保证有投资意愿的民营企业能够“走出去”。

责任编辑：邵华明