FDI對我國企業(yè)OFDI的影響

摘 要：黨的十九大報告提出要以“一帶一路”建設(shè)為重點，堅持“引進(jìn)來和走出去并重”，本文以對外直接投資與實際利用外資為對象，以1990年到2018年國家宏觀指標(biāo)數(shù)據(jù)集，研究中國資本的“引進(jìn)來”與“走出去”的相互影響。研究發(fā)現(xiàn)，“引進(jìn)來”促進(jìn)了我國企業(yè)的“走出去”，同時對外直接投資的增加也與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長有著密不可分的聯(lián)系。故而我們既要注重引進(jìn)高質(zhì)量外商直接投資，又要鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)積極進(jìn)行海外投資，不斷提升參與全球價值鏈的能力與層次。

關(guān)鍵詞：FDI;OFDI;GDP

一、引言

改革開放40多年來，我國對外經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，“引進(jìn)來”與“走出去”比翼齊飛，一方面我國優(yōu)越的投資政策、發(fā)達(dá)的基礎(chǔ)設(shè)施和巨大的消費潛力吸引越來越多的外國投資者進(jìn)駐我國，另一方面，我國的綜合實力不斷加強，加入世界貿(mào)易組織、提出“一帶一路”倡議等使我國更好地融入全球經(jīng)濟(jì)鏈條中，國內(nèi)企業(yè)在資本積累、技術(shù)創(chuàng)新等方面有了長足進(jìn)步，根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2018年我國對外直接投資存量已經(jīng)接近2萬億美元，全球排名上升至第三位?！耙M(jìn)來”與“走出去”之間是否存在關(guān)聯(lián)？“引進(jìn)來”是否促進(jìn)了“走出去”？

從國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)看，大多數(shù)學(xué)者是將FDI（外商直接投資）和OFDI（對外直接投資）分開來研究，鮮有研究二者引致關(guān)系的文獻(xiàn)。對于二者之間聯(lián)系機制的問題主要基于鄧寧（1981）的投資發(fā)展周期論展開，其認(rèn)為國際直接投資的流入流出水平會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展動態(tài)變化，一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與吸引外資的擴大會引發(fā)對外直接投資。隨后，學(xué)者們對FDI促進(jìn)OFDI的作用機制進(jìn)行了研究。Narula和Guimón（2010）認(rèn)為必須關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展背后的、更深層次的因素，從廣義層面理解FDI對OFDI的路徑機制;鄭展鵬和劉海云（2012）基于要素稟賦及其結(jié)構(gòu)角度從實證研究層面研究FDI與OFDI之間關(guān)系;尹達(dá)（2019）通過建立二分因變量的中介效應(yīng)模型，解釋FDI與OFDI的關(guān)聯(lián)機制，結(jié)果表明FDI可通過生產(chǎn)率溢出提高企業(yè)生產(chǎn)水平進(jìn)而推動企業(yè)OFDI擴張;張生保、林雄立和王曉珍（2020）外資研發(fā)嵌入、技術(shù)創(chuàng)新表現(xiàn)與對外直接投資的理論邏輯框架，認(rèn)為外資的研發(fā)嵌入顯著促進(jìn)了中國對外直接投資。

二、研究基本思路與方法

1.研究思路

考慮到FDI與OFDI的增長本身存在很復(fù)雜的相互影響關(guān)系，本研究從鄧寧的投資發(fā)展周期理論出發(fā)，研究視角基于宏觀層面的外商直接投資（FDI）、國民生產(chǎn)總值（GDP）、外匯儲備（FEX）、匯率（ER）與出口額（EX）等對中國對外直接投資的影響機制。

2.技術(shù)方法

借鑒Buckley等的研究思路，本文以Eviews7.0為主要分析工具，選取對外直接投資凈額（OFDI）為因變量，實際利用外資額（FDI）、國民生產(chǎn)總值（GDP）、外匯儲備（FEX）、人民幣對美元匯率（ER）與出口額（EX）為自變量，為消除異方差，對各個變量都取了自然對數(shù)，分四步檢驗。首先對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗，其次為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，在進(jìn)行回歸分析之前，第一步用JOHANSEN協(xié)整關(guān)系檢驗對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗;第二步運用Granger因果關(guān)系檢驗方法，對兩個確定平穩(wěn)關(guān)系的變量之間是否存在相互影響進(jìn)行判斷;第三步采用短期的ECM誤差修正模型，將數(shù)據(jù)差分為平穩(wěn)序列后進(jìn)行經(jīng)典回歸分析并得出結(jié)論。

三、計量驗證及實證分析

1.模型確立

（1）變量確定

本文的研究視角聚焦于中國企業(yè)對外直接投資與外商直接投資的關(guān)系?？紤]到歷史因素對OFDI的影響以及滯后效應(yīng)等因素，本文選擇中國對外直接投資（OFDI）的流量數(shù)據(jù)為因變量，外商直接投資（FDI）的實際利用外資額為自變量，鑒于中國對外直接投資和外商直接投資關(guān)系的復(fù)雜性，結(jié)合對外直接投資理論，本文還考慮了其他影響因素，選取了以下自變量為備選自變量，包括當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）流量、當(dāng)年的外匯儲備（FEX）存量、匯率（ER）、出口額（EX），試圖更為客觀、全面地探討中國對外直接投資與外商直接投資之間的關(guān)系。

（2）數(shù)據(jù)來源

本文研究過程中對外直接投資（OFDI）的選取根據(jù)中國國家外匯管理總局公布在《國際收支統(tǒng)計》中的中國對外直接投資凈額，實際利用外資額（FDI）的數(shù)據(jù)根據(jù)當(dāng)年美元對人民幣的中間價換算成人民幣單位。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、外匯儲備（FEX）、人民幣對美元匯率（ER）與出口額（EX）根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的各年份數(shù)據(jù)而得，其中匯率使用當(dāng)期100美元對人民幣的價值。

為了消除異方差的影響，獲得平穩(wěn)的時間序列，本文對變量都取自然對數(shù)的形式，壓縮了變量的尺度，并獲得了數(shù)據(jù)的線性趨勢。

（3）模型設(shè)定

建立回歸模型如下：

其中，α0為截距項，β1-β5為回歸系數(shù)，表示自變量每變動百分之一時，因變量的變動方向百分比之和，μ為干擾項，y為對外直接投資額OFDI，x1為實際利用外資額FDI（萬人民幣），x2為中國GDP（萬人民幣），x3為外匯儲備FEX（億美元），x4為人民幣對美元匯率ER（美元=100），x5為出口額EX（萬人民幣）。

2.計量檢驗

（1）變量的平穩(wěn)性檢驗

首先用ADF單位根檢驗對變量LnOFDI、LnFDI、LnGDP、LnFEX、LnER和LnEX進(jìn)行檢驗。當(dāng)ADF檢驗值大于臨界值時，就說明時間序列非平穩(wěn)，此時需要再進(jìn)行一階差分，若進(jìn)行一階差分后，數(shù)據(jù)在臨界值水平上仍拒絕原假設(shè)，就表示時間序列平穩(wěn);當(dāng)檢驗值小于臨界值時，則說明序列是平穩(wěn)的。

檢驗結(jié)果如下：

表1可以看出，單位根平穩(wěn)性結(jié)果表明，LnOFDI、LnFDI、LnGDP、LnFEX、LnER和LnEX的原時間序列都是非平穩(wěn)的，在一階差分后，0.05的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列，即數(shù)據(jù)是一階單整I（1）的，滿足進(jìn)行協(xié)整的前提條件。

（2）協(xié)整檢驗

基于VAR模型，在確定變量平穩(wěn)后，可構(gòu)造回歸模型等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對其進(jìn)行多變量之間進(jìn)一步的協(xié)整檢驗，本文采用JOHANSEN檢驗法對OFDI與FDI，OFDI與GDP，OFDI與FEX，OFDI與ER，OFDI與EX分別進(jìn)行協(xié)整檢驗，假設(shè)如下：

H0：有0個協(xié)整關(guān)系

H1：有M個協(xié)整關(guān)系

進(jìn)行JOHANSEN似然比檢驗：LRM=-n

其中，M為變量個數(shù)，λi是特征值，n是樣本容量。

結(jié)果如下：

從表2可以看出OFDI與FDI，OFDI與GDP，OFDI與FEX，OFDI與ER，OFDI與EX在5%的置信水平上都存在協(xié)整關(guān)系，說明變量之間存在長期的均衡關(guān)系。

（3）因果檢驗

從表2結(jié)果可知，變量之間存在著長期的均衡關(guān)系，因此要確定其是否存在因果關(guān)系還尚待進(jìn)一步檢驗。采用Wald-Granger檢驗，通過建立ECM進(jìn)一步考察短期關(guān)系，判斷時間序列的數(shù)據(jù)生成過程。結(jié)果如表3所示。

3.檢驗結(jié)果分析

（1）滯后結(jié)果分析

在5%顯著性水平下，當(dāng)滯后期數(shù)為1時，對外直接投資（OFDI）變化的與FDI、GDP、FEX和EX有很大關(guān)系，ER對OFDI沒有顯著影響。此結(jié)果與鄧寧的投資發(fā)展周期理論相吻合，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段時對外直接投資出現(xiàn)并擴張，因此經(jīng)濟(jì)的增長在早期是OFDI的原因，體現(xiàn)出OFDI對FDI具有的促進(jìn)作用。

（2）誤差修正

經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般都是非平穩(wěn)的，長期均衡并不意味著分析的結(jié)束，考慮到本研究主要探討Y與x1之間的相互影響，對Y與x1進(jìn)行了短期誤差修正，通過差分的方法將其化為平穩(wěn)序列，然后再進(jìn)行回歸分析。在X、Y都是協(xié)整的前提下，建立了ECM誤差修正模型如下：

將協(xié)整回歸中的誤差項et看做均衡誤差以此來增加模型精度，通過建立短期動態(tài)模型彌補長期靜態(tài)模型的不足。

根據(jù)計算結(jié)果，E（-1）=-0.400063，且顯著，修正項（ecmt-1）的系數(shù)為0.512，可知當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以0.512的力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。檢驗結(jié)果的R2也比較高，擬合優(yōu)度良好，DW值在2左右，說明無自相關(guān)。

（3）模型結(jié)果分析

由模型結(jié)果可知：

①F檢驗的P值小于0.05，模型顯著;

②R方接近1，擬合優(yōu)度很好;

③DW在2附近，殘差序列不相關(guān);

④標(biāo)準(zhǔn)差為0.136999，非常小，說明回歸系數(shù)值穩(wěn)定且可靠;

⑤解釋變量估計值的t值大于臨界值，表示可靠;

⑥F統(tǒng)計值為88.61002，回歸方程整體比較顯著。

四、結(jié)論及建議

本文選取了從1990年至2018年的宏觀數(shù)據(jù)檢驗我國外商直接投資對對外直接投資的作用，研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資能夠促進(jìn)中國企業(yè)對外直接投資，兩者具有顯著的正向關(guān)系，但對外直接投資的增加也與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長有著密不可分的聯(lián)系。同時，外商直接投資對國內(nèi)生產(chǎn)總值、外匯儲備和出口額都有一定的積極影響。

因此，我們要堅持“引進(jìn)來”與“走出去”并行發(fā)展的外資利用模式。在“引進(jìn)來”方面，一是鼓勵和吸引研發(fā)類、高新技術(shù)和高附加值產(chǎn)業(yè)外資進(jìn)入;二是優(yōu)化FDI的產(chǎn)業(yè)布局，改善FDI在各行業(yè)及地區(qū)的分布;三是提高內(nèi)資企業(yè)對FDI溢出的吸收能力，提高外資的使用效率，打破路徑依賴，提升本土企業(yè)科技創(chuàng)新水平，提高自身生產(chǎn)率水平和出口能力。在“走出去”方面，一是各級政府可為企業(yè)對外直接投資提供政策支持，提高制度便利化;二是為海外投資企業(yè)提供資金和金融支持，拓寬便利、高效的融資和保險渠道;三是提升我國企業(yè)自身競爭力，為企業(yè)提供及時有效的信息支持和充分的人力資源，助力企業(yè)提升國際聲譽和知名度。

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作者簡介：孫明岳（1985.12- ），女，漢族，山東平度人，國際貿(mào)易學(xué)碩士，山東青年政治學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，講師，從事國際貿(mào)易理論、對外直接投資研究