資源尋求視角下中國對中亞直接投資研究

李 鋒,張小男

(1.河海大學 商學院,江蘇 南京 211100;2.南京大學 商學院,江蘇 南京 210093)

一、引 言

中國已經是世界主要經濟大國,一個經濟大國的能源安全計劃關乎經濟可持續(xù)發(fā)展。近年來我國經濟持續(xù)穩(wěn)定增長,安全可靠的能源資源供應渠道至關重要,以能源資源尋求為目標的對外直接投資逐漸占據主導地位。目前我國石油對外依存度最高接近70%,天然氣對外依存度最高達到40%左右?？梢娪蜌馊匀皇俏覈茉窗踩暮诵?保障油氣長期持續(xù)穩(wěn)定供應,是我國能源戰(zhàn)略的核心目標。我國與中亞國家地理相連毗鄰而居,中亞地區(qū)擁有豐富的油氣資源,輕工業(yè)發(fā)展較為落后,與我國形成優(yōu)勢互補,存在潛在的合作空間。當前國際石油市場動蕩不安,各用油大國競相爭奪油氣資源,成為各國能源資源安全更現(xiàn)實的隱患。隨著“一帶一路”倡議進入全面實施階段以及“走出去”升級版的提出,豐富的油氣資源不但對中亞自身有著巨大的價值,而且對中國能源安全及地區(qū)間和平穩(wěn)定也有著舉足輕重的現(xiàn)實意義。一方面,中國通過加強對中亞地區(qū)資源尋求型OFDI來滿足中國能源消費巨大的需求市場;另一方面,與中亞地區(qū)能源合作可以改善我國能源進口來源單一的問題,增加外部能源供給渠道,有利于保障我國的能源安全。因此,研究中國對中亞直接投資的動機以及各動機如何影響中國對外直接投資具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

隨著經濟的持續(xù)增長,中國對外直接投資的動機正成為國內外學者密切關注的對象。動機和能力是分析OFDI行為的兩個基本角度[1],動機反映了國家對外直接投資的目的,能力反映了國家進行對外直接投資的基礎和條件。本文主要研究中國對外直接投資的主要動機,以下先從對外直接投資動機角度，簡要述評西方主流OFDI理論的主張[2]。

英國學者約翰·鄧寧曾對跨國投資動因進行了系統(tǒng)調查并將OFDI動機分為四類,即自然資源尋求、市場尋求、效率尋求和戰(zhàn)略性資產尋求[3]。Hurst和Luke以中國國有企業(yè)對外直接投資經驗為例,評估鄧寧國際折衷理論為發(fā)展中國家國有企業(yè)的投資提供了良好的起點,并指出中國國有企業(yè)在發(fā)達國家和發(fā)展中國家的投資動機存在明顯差異[4]。Rodriguez等對影響中國OFDI的驅動因素進行實證研究,發(fā)現(xiàn)市場規(guī)模,自然資源和OFDI開放性都對其有顯著影響,而資產尋求假設未得到確認[5]。Zhang Y等利用中國對外直接投資的75個東道國的數(shù)據集,測試了不同時期OFDI動機的相對重要性。表明隨著時間的推移,越來越多的外國市場承諾,利用全球網絡聯(lián)系以及尋求外部資源(自然資源和戰(zhàn)略資源)在推動中國OFDI方面變得更加重要[6]。Sutherland, Dylan使用國家一級的數(shù)據和業(yè)務組的對外直接投資數(shù)據來探索對外投資發(fā)展的動機,指出對外直接投資的擴張仍然與中國作為具有資源赤字的貿易國的擴張密切相關[7]。Yang等認為中國傾向于對政治風險高的發(fā)展中國家進行投資,并且此類國家似乎是中國OFDI獲得技術和資源的最佳目的地[8]。戰(zhàn)略性資產尋求型主要指母國對東道國的技術資源、管理優(yōu)勢以及產品品牌等戰(zhàn)略資產[9]。Di Minin、Alberto等通過分析歐洲中國公司設立的五個國際研發(fā)單位的案例發(fā)現(xiàn):當我國對歐洲研發(fā)的直接投資主要由學習而不是技術創(chuàng)新驅動時,中國研發(fā)單位與發(fā)達跨國公司的常規(guī)研發(fā)國際化進程就會存在重大差異[10]。

國內相關學者對中國對外直接投資的動因進行了研究,如李逢春用面板數(shù)據實證分析來自中國對外直接投資的產業(yè)升級效應,得出對外直接投資中的市場化程度可以正向調節(jié)節(jié)奏和不規(guī)則度給產業(yè)升級帶來的影響,市場化程度較高的地區(qū),對外投資的節(jié)奏和不規(guī)則度對產業(yè)升級的負向影響要小于市場化程度較低的地區(qū)[11]。李猛和于津平基于動態(tài)面板數(shù)據廣義矩估計分析東道國區(qū)位優(yōu)勢與中國對外直接投資,得出現(xiàn)階段中國對外直接投資主要受東道國資源稟賦和市場規(guī)模的影響,密切的貿易聯(lián)系也會顯著地促進中國的投資,而東道國良好的制度建設卻會產生抑制作用[12]。王海軍和宋寶琳認為中國對外直接投資具有明顯的市場尋求和資源尋求特點,東道國絕對和相對市場規(guī)模顯著影響中國對外直接投資,相較于發(fā)達東道國,發(fā)展中東道國自然資源更加吸引中國的對外直接投資[13]。朱燕通過實證研究得出江蘇省外商直接投資的流入有助于產業(yè)結構的優(yōu)化調整[14]。國內學者對中國在中亞地區(qū)的直接投資結論不一。周經通過對非洲36個國家投資的數(shù)據分析得出我國資源尋求型投資表現(xiàn)出經濟風險偏好、政治風險偏好和文化風險規(guī)避的特征[15]。李東陽和楊殿中實證發(fā)現(xiàn)中國對中亞五國直接投資和雙邊貿易間具有顯著的互補性,屬于順貿易導向型對外直接投資,顯示中國OFDI一定程度上具有市場需求的特點[16]。王國婷探索影響中國對中亞地區(qū)直接投資的因素,指出低成本勞動力和廣闊市場規(guī)模顯著影響中國對中亞的直接投資,中亞豐富的油氣資源是投資次要動機[17]。朱智洺、丁海燕和陳效林在C-D生產函數(shù)基礎上構建FGLS模型實證測度中國OFDI與中亞五國經濟增長的關系,得出中國OFDI對中亞五國經濟增長的總體影響比較顯著,但對各國影響程度有差異[18]。

綜上所述,以資源需求視角考察中國對中亞的OFDI也得到了初步關注,但相對而言,以資源需求為主要研究對象的實證研究較少,多是對中國與中亞能源合作的定性分析。據此,筆者實證探析中國對中亞OFDI的動機以及各動機的影響效應。

三、計量模型與變量說明

(一)模型設定

通常運用引力模型來研究對外直接投資問題,本文綜合采用以往學者對直接投資研究的一般模式,設定引力模型公式如下:

ln(ofdiijt)=β0+β1ln(oilpjt)+β2ln(transjt)+β3ln(gasjt)

+β4ln(tradeijt)+β5ln(gdpjt)+β6ln(gnipjt)+ξijt

模型中,ofdiijt表示i國對j國在t年的對外直接投資(以下簡稱OFDI)，oilpjt表示j國在t年的石油產量,transjt表示j國在t年的石油管道、鐵路和公路等的總里程數(shù),gasjt表示j國在t年的天然氣儲量，tradeijt表示i國和j國在t年的雙邊貿易額,gdpjt表示j國在t年的國民生產總值,gnipjt表示j國在t年的人均國民總收入。β0、β1、β2、β3、β4、β5和β6分別為各變量的彈性系數(shù),ξijt為隨機誤差項。其中,i在文中指代中國,j∈(1,5),j為整數(shù),分別代表中亞五國。時間測度t表示數(shù)據來自2006—2014年。

(二)變量選擇

資源稟賦一般用各國的石油和天然氣水平來衡量,本文在此基礎上加上交通基礎設施作為能源運輸?shù)妮o助條件。以各國石油年產量、天然氣年儲量作為資源水平測度的主要指標;交通基礎設施采用石油管道、鐵路和公路等的總里程數(shù)作為替代變量;東道國的勞動力成本以中亞五國的人均GNI作為勞動力成本的考察指標。以往研究表明外商直接投資的流入與東道國的市場規(guī)模顯著正相關,所以采用中亞五國的GDP代替市場規(guī)模。由于貿易與投資呈互補關系,本文引入中國與中亞五國的雙邊貿易額作為測度的指標。

表1 引力模型變量一覽表

(三)數(shù)據說明

考慮到中國人均資源占有率遠低于世界上大多數(shù)國家,并且中亞五國能源資源豐富,與中國正好在資源上形成互補關系。因此,基于2006—2014年對外直接投資相關數(shù)據為樣本研究中國對中亞直接投資的動機以及各動機對中國直接投資的影響將有助于中國企業(yè)科學地對中亞進行投資。由于中國對外直接投資流量數(shù)據變化較大看不出總體趨勢,所以采用存量數(shù)據。對外直接投資存量數(shù)據來自2006—2014各年度的中國對外直接統(tǒng)計公報;石油產量和天然氣儲量來自BP世界能源統(tǒng)計;雙邊貿易數(shù)據來自聯(lián)合國數(shù)據庫;人均國民收入、國民生產總值以及交通基礎設施數(shù)據整理于世界銀行數(shù)據庫。

四、模型檢驗與結果分析

(一)估計模型選擇

研究面板數(shù)據方法主要有普通混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型三種。普通混合回歸模型主要用于不同個體之間在時間序列和橫截面上不存在顯著性的差異這兩種情況。隨機擾動項與某個解釋變量之間的相關性決定著選擇固定效應還是隨機效應模型。如果相關則選擇運用固定效應模型,不相關則選擇隨機效應模型進行回歸分析。對面板數(shù)據進行以上三種模型估計,從而為選擇適合的估計模型做鋪墊。

表2 三種面板估計模型結果分析

注:“*”、“**、***”分別表示在10%、5%和1%的檢驗水平下顯著。

表2中Wald檢驗用來判別采用混合回歸模型還是固定效應模型,由F值和P值的顯著性,我們選擇拒絕普通混合回歸模型而采用固定效應模型進行回歸分析;通常用B-P檢驗來選擇應用普通混合回歸模型還是隨機效應模型,由P值為0.0000我們選擇隨機效應模型。以上兩個檢驗我們都拒絕了普通混合回歸模型,選擇固定效應模型和隨機效應模型做回歸分析。最后我們將進行Hausman檢驗來最終決定面板回歸估計的模型選擇。關于Hausman檢驗的假設為:

H0:隨機擾動項和解釋變量無關(隨機效應模型)

H1:隨機擾動項和解釋變量相關(固定效應模型)

通過stata得到的Hausman檢驗結果如下表所示:

表3 Hausman檢驗結果

表3中檢驗結果我們顯示,Prob>chi2=0.0000,所以強烈拒絕原假設H0,接受假設H1，也就是隨機擾動項和解釋變量顯著相關,因此應該選擇運用固定效應模型進行面板回歸分析。

(二)模型回歸檢驗

本文用Stata軟件對2006—2014年的面板數(shù)據進行固定效應回歸分析,并在回歸過程中對異方差和一階序列相關進行修正。模型回歸后的結果如表4所示。

表4 中國對中亞五國OFDI模型估計結果

注:“***”、“**”分別表示在1%和5%的檢驗水平下顯著。

通過固定效應回歸分析,模型的F值F(2,19)=45.96,P值(Prob>F=0.0000),說明中國對中亞五國OFDI模型整體上是非常顯著的。其中,2/3的解釋變量顯著影響中國對中亞OFDI,且系數(shù)符號與預期一致,數(shù)值較大。天然氣、交通基礎設施和東道國GDP在1%的檢驗水平下顯著,東道國石油產量在5%水平下顯著。而雙邊貿易額和人均國民收入則沒有通過顯著性檢驗,表明這兩個因素在中國對中亞OFDI中不具有顯著影響。根據回歸結果,中國對中亞五國OFDI引力模型可以表示為:

lnofdiijt=4.04lnoilpjt+1.14lngasjt+10.64lntransijt+1.63lngdpjt

(三)結果分析

中國對中亞OFDI具有明顯的資源尋求的特點。由表4可得,資源稟賦代表變量均通過了顯著性檢驗且符號與預測相一致,表明資源型變量對中國在中亞OFDI具有顯著的促進作用。結合石油產量來看,中國對中亞五國OFDI與中亞五國的石油產量呈正相關。東道國石油產量每增加1個百分點,中國對該國OFDI就升高4.04個百分點,石油產量的增長成為中國加大在東道國直接投資的重要指標。天然氣儲量對中國對中亞五國OFDI具有明顯的促進作用,東道國天然氣儲量增長1%將會帶來1.14%OFDI的增加。以trans測度的東道國交通基礎條件對中國對中亞五國的直接投資具有顯著的正效應,系數(shù)非常顯著且跟預期相符。表明東道國交通基礎設施每好轉1%,中國對該國的OFDI就會提升10.64個百分點。交通基礎設施是中國在中亞尋求資源的有利輔助,良好的基礎設施可以給中國尋求中亞能源資源帶來便利和效率。中國與中亞五國在油氣管道方面的合作已經多年,在各方的共同努力下中哈原油管道和中國—中亞天然氣管道已經開始運營,有利于保障我國能源安全供應、優(yōu)化能源結構和減少碳排放。

中國對中亞OFDI在主要尋求自然資源的同時也兼有市場尋求型的特點。東道國GDP與中國對其OFDI顯著正相關,符合實證對GDP的預期結果,東道國GDP的增加會促進中國對其的對外直接投資。而中國與東道國的雙邊貿易額對OFDI并不顯著,主要是由于中國與中亞五國間的雙邊貿易額較小還不足以對OFDI產生顯著影響。隨著中國人口紅利的逐漸消失,中國制造業(yè)開始轉向尋求人力成本低的國家,相比東南亞許多國家,中亞國家人力成本并不具有優(yōu)勢,這就解釋了人均國民總收入對OFDI不顯著的原因。

五、結論及政策建議

通過固定效應模型分析中國對中亞五國對外直接投資的影響因素,結果如下:中國對中亞OFDI具有明顯的資源尋求特征,石油和天然氣均通過顯著性檢驗,對中國在中亞OFDI具有正效應,且系數(shù)較大。交通基礎設施完善度對中國在中亞OFDI有顯著的正影響,這與預期相符。中國—中亞油氣管道的建設和運營有利于中國推行能源進口的多元化,保障能源安全。中亞廣闊的市場也是中國對外直接投資的目的之一。中亞地廣人稀,輕工業(yè)落后,這與中國正好形成優(yōu)勢互補,對中國制造業(yè)來說具有潛在的機遇。

基于實證分析的結果,給出如下建議:

第一,加強中國與中亞能源投資經貿合作。資源尋求型OFDI將會很長一段時間在中國對中亞直接投資動機中居于前列,這對中國能源長遠安全計劃至關重要。中國與中亞國家的能源合作主要表現(xiàn)在油氣勘探開發(fā)、管道建設和核能開發(fā)等領域,雙方經貿合作力度逐漸加強。中國企業(yè)要合理運營上游油氣勘探開發(fā)項目和油氣管道項目,掌握油氣的命脈。同時,中國企業(yè)要加強技術創(chuàng)新,不斷提高油氣產量和利用效率,滿足中國與中亞地區(qū)經濟發(fā)展所需要的能源資源。油氣管道的建設和運營在中國與中亞能源領域合作中具有重要的戰(zhàn)略價值和現(xiàn)實意義,中哈石油管道作為哈薩克斯坦唯一一條不經過第三國的石油出口管道和中國第一條陸上石油進口管道便利了中哈能源經濟的發(fā)展,應該得到中國的充分重視。重視中國與中亞天然氣合作,充分發(fā)揮中亞天然氣管道對于我國能源結構調整的作用。

第二,以多元化投資方式提升投資獲益效果。一方面,中國在中亞OFDI具有市場尋求的特點,表明中國投資者也較為關注中亞的市場,這一現(xiàn)象與中國中亞資源稟賦互補的現(xiàn)實相符。中國企業(yè)要充分利用當前中國與中亞友好的政治關系,發(fā)展雙方的貿易經濟,拓展各自的市場。面對中亞輕工業(yè)落后的現(xiàn)狀,中國企業(yè)要利用制造業(yè)的技術優(yōu)勢,積極尋求制造業(yè)走進中亞的方式,幫助中亞發(fā)展輕工業(yè),實現(xiàn)中國與中亞的互利共贏。絲綢之路經濟帶在中亞提出以及中哈霍爾果斯口岸國際邊境合作中心啟動為中哈加強經貿合作、拓展雙方市場和恢復經濟發(fā)展提供了契機。另一方面,交通基礎設施與中國在中亞OFDI顯著正相關?；A設施越完善,投資國企業(yè)在東道國的生產運營則越便利,減少了不必要的成本開支。因此,中國投資者比較關注中亞交通基礎設施的完善程度。

第三,發(fā)揮政府在對外直接投資中的引導與調節(jié)作用。能源安全關系著我國經濟穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展,政府通過發(fā)揮自身的優(yōu)勢開展與中亞國家間的能源外交有利于完善我國能源安全網?！敖z綢之路經濟帶”作為中國與中亞友好關系的紐帶越來越受到兩國的重視,中國政府應抓住這一契機,引導中國企業(yè)積極參與中亞能源基礎設施投資建設中,為中國與中亞油氣資源合作奠定基礎。發(fā)揮上合組織在中國與中亞國家中的話語權,建立整體有效的能源合作協(xié)調機制。推進構建中國—中亞自由貿易區(qū),簡化繁瑣的通關手續(xù)促進與中亞各國的經貿關系的發(fā)展,良好的經貿往來有利于促進中亞國家對中國的了解,消除對中國企業(yè)在中亞投資發(fā)展的顧慮,從而有助于中國與中亞能源資源優(yōu)勢互補。

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