中國OFDI與能源消費(fèi)的動態(tài)關(guān)系研究

韓金紅

(復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海 200433)

0 引言

2008年爆發(fā)了全球性金融危機(jī)，當(dāng)時西方發(fā)達(dá)國家的對外直接投資（Outflows of Foreign Direct Investment）猛烈下降，然而中國作為一個發(fā)展中國家，其對外直接投資卻逆流而上，維持了自2002年以來的持續(xù)增長，讓世人睹目。聯(lián)合國貿(mào)易發(fā)展組織2011年7月26日在京發(fā)布《2011年世界投資報(bào)告》中指出，2010年中國的對外直接投資首次超過日本，達(dá)到創(chuàng)紀(jì)錄的680億美元，位居世界第五。這意味著中國對外直接投資繼2002年以來維持了9年的持續(xù)增長。如此迅猛的變化，吸引了眾多學(xué)者對中國對外直接投資的研究。為什么中國的對外直接投資能持續(xù)增長？這樣的增長勢頭是否還會繼續(xù)？本文試圖從能源消費(fèi)需求對中國OFDI的動態(tài)影響角度深入分析這些問題。

1 中國資源導(dǎo)向型對外直接投資現(xiàn)狀

1.1 中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長導(dǎo)致資源短缺

改革開放30多年以來，在國民經(jīng)濟(jì)取得巨大發(fā)展的同時，粗放型增長方式消耗了大量的資源，使得資源供需矛盾日益突出。各類資源中，能源與經(jīng)濟(jì)增長動力有密切關(guān)系，但自20世紀(jì)90年代開始，除2004年中國能源供需基本平衡外，從2007以后年中國能源一直處于供不應(yīng)求的非平衡狀態(tài)，2007年中國能源消費(fèi)彈性系數(shù)為0.66，也就是說中國國民經(jīng)濟(jì)每增長1個百分點(diǎn)，能源消費(fèi)相應(yīng)增長0.66個百分點(diǎn)2（李珮璘，2010）。各類能源品種中，尤以石油供需局勢較嚴(yán)峻。根據(jù)國家發(fā)展和改革委員會能源經(jīng)濟(jì)與發(fā)展戰(zhàn)略研究中心預(yù)測，即使考慮到新能源的開發(fā)和利用，到2020年中國石油供需缺口仍然很大：屆時中國原油產(chǎn)量將位于2億至2.2億噸之間4，而石油年需求量卻將達(dá)到5.6億噸至6億噸。根據(jù)國家能源局《中國能源發(fā)展報(bào)告（2009）》，到2020年中國石油對外依存度將超過64%。較高的石油對外依存度引起了中國國內(nèi)普遍的憂慮。與此同時，人民幣對美元匯率持續(xù)升值，國際石油價格一漲再漲，這大大增加了中國通過進(jìn)口方式從國際市場獲取自然資源的成本。因此，鼓勵國內(nèi)資源開發(fā)企業(yè)走出去，通過OFDI獲得穩(wěn)定的資源供應(yīng)成為必然的應(yīng)對之策。

除了能源資源外，非能源資源中的金屬礦產(chǎn)是現(xiàn)代化工業(yè)生產(chǎn)的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，也是中國OFDI所希望獲取的重要資源。盡管中國礦產(chǎn)資源豐富，但不少重要礦產(chǎn)資源如銅、鋁、等人均占有量大大低于世界平均水平，不能滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要，大量非能源資源只能通過進(jìn)口獲得。以鐵礦石為例，雖然中國鐵礦資源總儲量在世界上名列前茅，但人均占有量僅36噸（世界人均占有量為51.19噸），僅為世界人均占有量的70%。特別是中國鐵礦資源分布不均，普遍品位偏低，平均品位33%，還不及世界上富礦資源國平均品位的一半，而且開采條件差，礦山建設(shè)周期長。

隨著中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，國產(chǎn)鐵礦石已不能滿足鋼鐵工業(yè)發(fā)展的需求，其進(jìn)口逐年擴(kuò)大，目前中國鐵礦石的進(jìn)口依存度已超過50%（李珮璘，2010）。同時中國企業(yè)又缺乏國際資源定價權(quán)，對外價格談判陷入被動，致使進(jìn)口成本日益攀升，在這種形勢下，如何通過對外直接投資獲得穩(wěn)定的資源供應(yīng)更為迫切。

1.2 中國資源導(dǎo)向型對外直接投資現(xiàn)狀

自1997年中國提出充分利用“兩種資源、兩個市場”的“走出去”戰(zhàn)略之后，中國的資源類境外投資進(jìn)入了一個新的時期。特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)和對礦產(chǎn)資源的需求不斷加大，資源類境外投資開始迅速擴(kuò)大。

目前，中國境外資源合作已涵蓋油氣、固體礦產(chǎn)、農(nóng)業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)等諸多領(lǐng)域，與全球30多個國家建立起資源長期合作關(guān)系，但總體來看，中國資源領(lǐng)域的對外直接投資主要集中在礦產(chǎn)資源領(lǐng)域。根據(jù)中國各年對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)，從投資流量來看，2003～2009年各年中，采礦業(yè)一直是非金融類投資中投資規(guī)模最大的行業(yè)，占比一度高達(dá)近50%，主要流向石油和天然氣開采業(yè)。從投資流量來看，截至2009年末，中國采礦業(yè)對外直接投資流量為133.4億美元，占總流量的比例為23.6%，占非金融類OFDI得27.9%，投資主要集中在石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)。

據(jù)中國商務(wù)部在2009年末公布的中國非金融類境外企業(yè)資產(chǎn)前10位中有五家企業(yè)均為資源類投資企業(yè)，分別為中國石油天然氣集團(tuán)公司（第1位）、中國石油化工集團(tuán)公司（第3位）、中國海洋石油總公司（第4位）、中國鋁業(yè)公司（第9位）、中國中化集團(tuán)公司（第10位）。可以看出，中國資源導(dǎo)向型對外直接投資在整個OFDI中占有舉足輕重的地位。

2 實(shí)證分析

2.1 變量選取及數(shù)據(jù)說明

以上論述說明中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長導(dǎo)致資源消耗大幅度增加，國家面臨資源約束，從而進(jìn)行了大量的對外直接投資，但資源消費(fèi)需求與中國OFDI之間究竟是否真的存在數(shù)理關(guān)系，還需要進(jìn)行實(shí)證分析。由于總資源消費(fèi)的數(shù)據(jù)無法獲取，本文在此用能源消費(fèi)作為資源消費(fèi)的代理變量，研究中國能源消費(fèi)需求與OFDI之間的長期均衡關(guān)系，并分析它們相互沖擊所帶來的動態(tài)影響。所以以中國能源消費(fèi)總量和中國OFDI做為內(nèi)生變量。令energy、ofdi為中國能源消費(fèi)總量和對外直接投資兩個變量的名稱。由于中國對外直接投資從改革開放以后才有記錄，而2011年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的官方數(shù)據(jù)又沒有公布，只能把樣本取值區(qū)間設(shè)定為1978～2009年。以下說明原始數(shù)據(jù)來源：中國歷年對外直接投資的數(shù)據(jù)中1978～2009年數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫。為消除物價因素和匯率因素的影響,增加可比性，本文對中國歷年對外直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，將歷年OFDI數(shù)據(jù)總額先除以歷年零售品價格指數(shù)，所得數(shù)據(jù)再依據(jù)歷年人民幣對美元平均匯率換算成人民幣最后得到以下計(jì)量分析所要用的OFDI數(shù)據(jù)。經(jīng)過處理以后，如圖1和圖2，可以看出，從1978～2009年，中國能源消費(fèi)基本都呈增加態(tài)勢，而OFDI也基本呈增加趨勢，但在1991～2002年間有小幅波動，2002年以后呈大幅上升趨勢。

圖1 能源消費(fèi)趨勢圖

圖2 我國對外直接投資流量趨勢圖

2.2 實(shí)證分析

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為防止偽回歸的產(chǎn)生,在建立模型之前,必須檢驗(yàn)時間序列的平穩(wěn)性。數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法有ADF檢驗(yàn)、DF-GLS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)、NP檢驗(yàn)等方法。本文選取最常用的ADF檢驗(yàn)(Augmented Dickey-Fuller test)法對各時間序列energy、ofdi進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果見表1。

表1 序列和差分序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從序列energy、ofdi的ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，它們的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都大于1%檢驗(yàn)水平的臨界值，所以這兩個序列都包含有單位根，從而是非平穩(wěn)序列。同時，這兩個序列的二階差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都小于1%檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此二階差分序列不包含單位根，是平穩(wěn)的。根據(jù)分析，序列energy、ofdi都是二階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.2.2 協(xié)整分析

（1）最優(yōu)滯后期的選擇。

變量之間協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期一般選擇方法是先做無約束條件的VAR模型，按照AIC或SC最小的原則結(jié)合F統(tǒng)計(jì)的顯著性或殘差確定最優(yōu)的滯后期為r，則做協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)的滯后期r-1。在ADF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，我們以時間序列energy、ofdi為因變量，以這些變量的滯后值為自變量建立無約束VAR自回歸模型。為了確定VAR模型的滯后階數(shù),我們根據(jù)LogL、LR、FPE、AIC、SC和HQ等標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行確定。滯后階數(shù)適當(dāng)加大,可以消除誤差項(xiàng)中的自相關(guān),但又容易減少自由度,影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。經(jīng)過多次的實(shí)際測算比較,根據(jù)AIC標(biāo)準(zhǔn)最后確定滯后階數(shù)為3，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。接下來檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)該VAR模型有6個根，有2個根的倒數(shù)的模大于1，落在了單位圓的外面，所以是不穩(wěn)定的，因此我們不選擇做VAR模型。

表2 VAR模型最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

（2）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

由于VAR模型不穩(wěn)定，則接下來看看這兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，如果有，可以做VEC模型分析。根據(jù)前面ADF分析結(jié)果，這兩者之間可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的方法來分析各個變量之間的長期關(guān)系。根據(jù)前面分析可知無約束條件下的最優(yōu)滯后期為3，所以做協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后期為2，Eviews6.0統(tǒng)計(jì)軟件輸出結(jié)果如表3所示。

表3 協(xié)整關(guān)系個數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果(跡檢驗(yàn)結(jié)果)

根據(jù)最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下變量energy、ofdi之間存在1個協(xié)整關(guān)系。其協(xié)整方程分別為：

這是長期均衡方程，ecm為誤差修正項(xiàng)。對于方程（1）,可以看出，能源消費(fèi)與我國對外直接投資之間正相關(guān)。

2.2.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

如表4所示，由Eviews6.0軟件輸出結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，energy是ofdi的格蘭杰原因，ofdi不是energy的格蘭杰原因。也就是說能源消費(fèi)增加刺激中國對外直接投資增加，這與前述理論分析相符。

結(jié)合以上協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，更具體而言，從長期來看，中國能源消費(fèi)每增加一單位（代表100萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤），中國對外直接投資會增加33.1967單位（一單位代表1978年不變價1億人民幣）。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.4 向量誤差修正模型估計(jì)

由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明energy與ofdi之間存在一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系只反映變量間的長期均衡關(guān)系,為彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足,可通過短期動態(tài)模型反映短期偏離長期均衡的修正機(jī)制。接下來我們利用上述正規(guī)化的協(xié)整方程來估計(jì)向量誤差修正模型。VEC模型是對各變量施加了協(xié)整關(guān)系約束條件的向量自回歸模型。根據(jù)前面分析，VAR最優(yōu)滯后期為3，由于VEC模型中的滯后間隔說明的是一階差分后的滯后，所以我們估計(jì)的VEC模型的最優(yōu)滯后期為2，利用Eiews6.0得模型估計(jì)結(jié)果為兩個方程：

從模型的整體的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來看，R2=0.8149，接近1，說明整體擬合較好，AIC值為30.797，SC值為31.551，都比較小，說明模型的整體效果比較好。而從誤差修正項(xiàng)VECM的系數(shù)來看，只有方程（3）的誤差修正系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。該方程說明，當(dāng)能源消費(fèi)短期波動偏離長期均衡，將以(-0.146)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。從圖3中可以更加詳細(xì)的看出，零值線代表了變量之間的長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，在1978年、2002年和2008年左右，誤差修正項(xiàng)的絕對值比較大，表明該時期短期波動偏離長期均衡關(guān)系比較大。其中，1978年偏離長期均衡后大約經(jīng)過了12年左右時間的調(diào)整，即1990年又重新回到了長期均衡穩(wěn)定狀態(tài)；2002年偏離長期均衡最大后經(jīng)過3年左右時間重新回到均衡狀態(tài)，2008又偏離長期均衡最大距離，此后2009開始向均衡狀態(tài)靠近。

圖3 VEC模型的協(xié)整關(guān)系圖

3 基本結(jié)論及啟示

3.1 基本結(jié)論

（1）中國能源消費(fèi)序列energy和對外直接投資序列ofdi都是非平穩(wěn)的二階單整序列，由二者所構(gòu)成的系統(tǒng)存在一個協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系顯示，從長期來看，中國能源消費(fèi)與對外直接投資之間存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。

（2）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，中國能源消費(fèi)是對外直接投資的格蘭杰原因，而對外直接投資不是能源消費(fèi)的格蘭杰原因。即中國能源消費(fèi)增加能引起對外直接投資增加，中國能源消費(fèi)每增加一單位（代表100萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤），會引致中國對外直接投資增加33.1967單位（一單位代表1978不變價1億人民幣）。

（3）向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)能源消費(fèi)短期波動偏離長期均衡，將以(-0.146)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

3.2 啟示

（1）從能源消費(fèi)與中國對外直接投資的關(guān)系來看，隨著中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，能源消費(fèi)也會持續(xù)增長，這會刺激中國對外直接投資尤其是資源導(dǎo)向型對外直接投資進(jìn)一步增加。

（2）為配合企業(yè)在全球范圍內(nèi)進(jìn)一步增加資源導(dǎo)向型的直接投資，中國政府應(yīng)該加強(qiáng)能源外交，為中國境外資源開發(fā)創(chuàng)造有利的國際環(huán)境，同時在政策上鼓勵企業(yè)進(jìn)行資源導(dǎo)向型對外直接投資。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，能源安全對于國民經(jīng)濟(jì)和國家安全的戰(zhàn)略意義會不斷提升，它使能源的生產(chǎn)國、消費(fèi)國、過境國之間和彼此之間產(chǎn)生復(fù)雜的利益關(guān)系。為維護(hù)自己國家的能源安全，各國在能源領(lǐng)域廣泛開展外交活動。通過能源外交，各國大型能源企業(yè)在本國政府的支持下在國際能源市場上積極展開各式競爭與合作。中國也應(yīng)加強(qiáng)能源外交，積極參與多種形式國際能源合作組織，進(jìn)一步加強(qiáng)與世界石油生產(chǎn)國和消費(fèi)國政府和跨國石油公司間的合作與交流，建立穩(wěn)定的協(xié)作關(guān)系。政府通過政治、外交等途徑，可以改善中國與石油出口國特別是俄羅斯、中亞、中東等國的關(guān)系，協(xié)調(diào)與日本、美國等主要石油消費(fèi)國的矛盾，為中國石油企業(yè)實(shí)行跨國經(jīng)營戰(zhàn)略創(chuàng)造有利的國際環(huán)境。同時政府在政策上應(yīng)該為企業(yè)提供相應(yīng)支持，完善相應(yīng)法律法規(guī)，健全信息服務(wù)體系，加大金融、稅收和外匯等政策的支持力度，推動企業(yè)“走出去”。

[1]黃靜波,張安民.中國ODI主要動因類型的實(shí)證研究[J].國際經(jīng)貿(mào)探索,2009,(7).

[2]李珮璘.新興經(jīng)濟(jì)體對外直接投資[D].上海社會科學(xué)院博士論文，2010.

[3]羅浩.自然資源與經(jīng)濟(jì)增長：資源瓶頸及其解決途徑[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007,(6).

[4]邱立成，王鳳麗.我國對外直接投資主要宏觀影響因素的實(shí)證研究[J].國際貿(mào)易問題,2008,(6).

[5]Athreye，S. ，KaPur，S.Introduction:The Internationalization of Chi?nese and Indian Firms Trends，Motivations and Strategy[J].Industrial and Corporate Change，2009，18(2).

[6]Cantwell，John,Tolentino，P.E.E.The Technological Competence The?ory of International Production and its Implications[C].Discussion Pa?pers in International Investment and Business No.149，1990.

[7]Ding，Q.，Akoorie，M.E.M.,Pavlovich，K.Going International:the Ex?perience of Chinese Companies[J].International Business Research，2009，2(2).

[8]Dunning,J.H.Multinational Enterprises and the Global Economy[M].Harlow:Addison-Wesley,1993.

[9]Kojima，K.Direct Foreign Investment:a Japanese Model of Multina?tional Business Operations:Taylor&Francis[Z].1978.