中国对外直接投资与经济发展水平的关系研究

吴雨天

摘要：本文利用1984—2015年对外直接投资相关数据，基于邓宁的投资发展路径（IDP）理论，实证检验了中国的投资发展阶段，发现我国的对外投资路径符合 IDP理论，呈U型结构，但相对于经济发展水平，对外直接投资阶段较为滞后。本文还对中国OFDI与经济发展水平之间进行了协整检验，发现中国OFDI与经济发展水平之间存在正向的长期均衡关系。针对这一结论，本文提出了相关政策建议。

关键词：IDP理论;对外直接投资;经济发展水平

一、研究背景

21世纪以来，经济发展迅速的发展中国家不仅仅作为接受国际直接投资的东道国，也开始积极地开展对外直接投资，使国际直接投资规模不断扩大。对外直接投资经典理论和发展中国家对外直接投资的实践表明，投资国的经济发展水平与对外直接投资发展关系极为密切。国际直接投资理论中，邓宁的投资发展路径理论（IDP理论）将对外直接投资分为五个阶段，每个阶段伴随着国内经济条件的变化，是分析发展中国家对外直接投资的一个经典框架。本文以IDP 理论为基础，分析我国在投资发展中所处的阶段，并通过实证研究分析我国的经济发展与对外直接投资之间的关系，这对研究我国对外直接投资的发展具有重要意义。

中国是世界上最大的发展中国家，2015年中国人均GDP达到了 8141美元，GDP总量占世界的比重从1984年的3.1%增加到2015年的17.3%。随着企业的国际竞争力增强以及国家政策推动，中国对外直接投资发展迅速，国际地位不断提升，表现为投资规模和目标区域扩大，“一带一路”相关国家投资快速增长;投资目标产业延伸，领域不断拓展，国际产能和装备制造合作进程加快;投资主体多元化，近八成的非金融类对外投资来自地方企业。图1显示了1984年至2015年中国OFDI和IFDI的对比，而《2015年中国对外直接投资统计公报》也表明，目前我国的投资流量超过同期吸引外资的规模。

二、实证研究

（一）我国对外直接投资所处阶段的实证分析

1.数据选择与模型设定

本文选取1984-2015年的32年数据作为研究样本。关于中国对外直接投资的数据，来自联合国贸发会议公布的历年《世界投资报告》，根据中国政府申报数据推算出来，考虑了未经政府批准的对外投资，相比其他数据来源更接近实际。为统一口径，外商直接投资流入数据也来自该数据库。而净对外直接投资额则是在上述两项原始数据的基础上计算而得，单位为亿美元。在人均GNI方面，由于GNI数据缺失，采用GDP替代，数据来源于国际货币基金组织（IMF）数据库，均以美元为单位，基于PPP折算。

为了比较对外投资净额中采用存量数据和流量数据的不同，建立如下两个二次模型，其中NOIS表示存量数据，NOIF表示流量数据，εt 都是随机误差。

模型1：NOISt=a+βPGDPt+γ（PGDPt）2+εt

模型2：NOIFt=a+βPGDPt+γ（PGDPt）2+εt

2.回归结果及原因分析

根据以上模型，使用Eviews7.2软件，运用最小二乘法（OLS）对模型进行回归分析：（见表1）

结果表明，两个方程中，人均GDP及其二次项系数，还有F统计量均能通过t检验，且均在1%的水平下显著。常数项中，模型1通过了t检验，而模型2未通过。另外，R2表明在样本范围内，采用模型1的拟合优度比模型2高。所以，在对外直接投资净额的数据中，选择存量数据优于流量数据，选用模型1更合适。此时模型1中R2的经济意义为：中国净对外直接投资额的变动中，约有92.48%的部分可由该回归曲线解释。该模型的拟合方程为：

NOISt=247.7296-0.6267 PGDPt+3.26E-05（PGDPt）2（1）

从系数的符号来看，一次项为负，二次项为正，符合邓宁投资发展阶段理论“U曲线”的假设。而从下面两张图中对外直接投资净额的走势可以初步判断，我国的对外直接投资在2008年以前仍然处于邓宁提出的五个发展阶段中的第二个发展阶段。也就是说在这个阶段，中国受限于经济水平，在国际直接投资领域依然扮演着资本输入国的角色。而从人均GDP的角度观察，中国已经远远超过了邓宁在第二阶段所描述的400-1500美元，显然这与邓宁投资发展周期理论的预期不一致，因此中国的对外直接投资可能存在着滞后发展。同时从图2发现，2008年受金融危机影响，中国的对外直接投资又产生了一个明显的下行趋势，在2012年之后，中国企业逐步恢复信心，对外直接投资额上升趋势明显。由此可以估计，中国正处于第二阶段向第三阶段过渡的阶段。

虽然回归结果的各项参数都符合预期，但是从投资发展阶段的结论来看，还是存在一定的问题。对（1）式右边的PGDP求导，并令其等于0，得到

0.0000652PGDP-0.6267=0，解得PGDP=9611.96391

也就是说，当我国人均GDP为9611.96319美元时，我国净对外直接投资额最少，即二次函数拐点的位置。由原始数据看到，我国2010年的人均GDP为9251.84，2011年的人均GDP为10290.47，因此拐点出现的年份为10-11年。

从以往文献来看，很多学者的研究认为，拐点出现在2007-2008年，也就是说，自2008年以来，中国对外直接投资进入到第三阶段。而从2009年以来的中国对外直接投资流量净额的数据和上述实证研究可以看出，2009年到2012年的对外直接投资净额有一个轻微的下滑，这也导致了存量数据出现下降，同时这也是本文实证研究中拐点的确定和以往学者不同的原因。所以，使用存量數据虽然在观察和计量上具有稳定性，但是根据存量数据得出的结论也存在与实际情况有出入的弊端。endprint

（二）我国对外直接投资与经济发展水平的协整分析

1.变量与数据

此阶段的分析以OFDI表示对外直接投资额，反映我国对外直接投资的能力，以PGDP表示人均国内生产总值，反映我国的经济发展水平。由于对数变换可以帮助消除异方差现象，所以同时对两个变量取对数进行分析，数据来源不变。

2.两项时间序列的单位根检验

因为协整关系存在的条件是，两个变量的时间序列LN（GDPt）和LN（OFDIt）是同阶单整序列。因此在对LN（GDPt）与LN（OFDIt）进行协整关系检验之前，先用ADF单位根检验方法对这两个序列进行平稳性检验。其中D[LN（PGDP）]和D[LN（OFDI）]分别表示对LN（PGDP）和LN（OFDI）的一阶差分，检验结果如表2，LN（GDP）t和LN（OFDI）t两项时间序列均在进行一阶差分后平稳，二者均为一阶单整序列，可能存在协整关系。

3.两项时间序列的协整检验

为确定两个时间序列的协整关系，以下根据Engle-Granger方法进行协整检验，包括以下两个步骤：第一，在两个序列同阶单整的情况下，采用OLS方法估计长期均衡方程（协整回归），并计算误差项。模型如下：

第二，检验误差序列εt的单整性。如果εt为稳定序列，则认为LN（GDPt）与LN（OFDIt存在协整关系。检验结果表明εt为平稳序列，且LN（GDPt）与LN（OFDIt）存在协整关系。即人均GDP与OFDI之间存在长期的正向关系，人均GDP 每增长一个百分点，对外直接投资增长0.59个百分点。误差项εt的ADF单位根检验结果如下：

变量εt;ADF统计量-3.381927（1%的临界值-3.18）;平稳性：平稳

三、结论与建议

本文通过建立计量模型，验证了邓宁投资阶段理论，并进行了协整关系检验，得到如下结论：第一，我国对外直接投资处于邓宁投资阶段理论中第二阶段向第三阶段过渡的过程，目前我国对外直接投资规模的扩大，对外净投资初步呈现正值，虽然这一过程还不稳定，并且相对外直接投资存在滞后现象，不能与国内经济完全匹配，但总体上与我国的整体经济发展水平相吻合。第二，通过时间序列的单位根检验和协整检验，表明LN（PDGP）和LN（OFDI）同是一阶单整的时间序列，并且两者存在协整系数为0.59的协整关系，即对外直接投资与人均经济规模存在长期稳定的正向均衡关系。这一结论表明我国对外直接投资规模的扩大也依靠着国内经济水平的支撑，所以从政策角度讲，我国实施企业“走出去”战略是具有相应的经济基础和理论依据的。

基于以上研究，提出以下两点建议：第一，出台更细化的支持性政策法规，鼓励民营企业加大对外直接投资。相对于投资绩效偏低的国有企业，民营企业是最具活力的经济实体，也是我国未来对外投资的主体。在政策引导方面，应对我国民营企业的对外直接投资制定更具操作性的规则和标准，重点鼓励有条件的民营企业把产业链延伸到境外;在金融支持方面，拓展民营企业融资渠道，通过货币互换、出口信贷等多种方式为民营企业“走出去”服务。第二，鼓励企业到发达国家投资，充分利用国外科技资源，调结构，促增长。目前我国政府扶植的投资主要集中在亚洲、南美洲和非洲等发展中国家，而发达国家的份额却很少。企业通过在发达国家并购高新技术企业，或与当地技术型企业合资设立新技术开发公司，可以直接吸收许多在国内难以获得的先进技术和知识产权，从而获得研发上的规模经济，改善我国企业的投资效率，同时在发达国家投资带来的技术外溢，对母国经济增长也有积极效应。

参考文獻：

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（作者单位：南京财经大学）endprint