我國海外投資影響因素的實證分析

韓雨

（四川大學 經濟學院,成都 610064）

0 引言

近年來，由于世貿組織多次回合貿易談判數次陷入僵局，導致了全球貿易保護的勢頭不斷蓋過了自由貿易的呼聲。在經濟全球化的背景下，對商品、資源以及要素跨國轉移的國際直接投資，這些都成為困繞中國企業突破國外貿易限制的最直接最有效手段。最近幾年中國企業的對外直接投資根據最新資料的不完全統計，整體呈現出了快速遞增的趨勢。我國海外投資總量自從2008年后首次突破500億美元后，較2007年增長123.5%，達到了569億美元。即使在國際金融危機的沖擊下，2009年我國海外直接投資也同比增長7.5%，達到了468億美元。而本文重點研究的內容就是國外貿易的保護對我國快速增長的海外直接投資產生的影響。

1 實證模型以及數據來源

我國海外直接投資和貿易保護有如下模型關系：

在有關于海外直接投資的決定因素中，國外分支機構的銷售額多采用變量來解釋，被解釋變量FDIit來表示增加值或者是分支機構出口額占全部產量的比重，FDIit表示出了第t年中國對i國或者其他經濟組織的直接投資總流量。數據如果很難反映投資的實際流向，主要是由于FDI總量指標一般不能直接反映出直接投資從事的是否是實體經濟活動。目前我們可以獲得的數據只有中國海外直接投資的總流量，所以被解釋變量只能采取中國對2003～2009年間直接海外投資總流量的其他國家的數據進行分析。

解釋變量通常來講主要包含以下幾個方面：

（1）形成市場規模的大小和國家收入水平的高低

在FDI流量的一般研究過程中，人均國民生產總值如果可以體現出這個國家的總體收入水平的話，那么這個國家的國民生產總值就會被稱作是市場規模指標。i國民生產總值GDPit是指第t年東道國按照購買力平價法計算的；人均國民生產總值GDPcit是指第t年東道國按照購買力平價法計算的。從直接理論上表明，東道國的總體收入水平越高、發展的經濟規模越大，同時就表示該國家市場規模發展越大、經濟整體水平越高，預期的海外直接投資就越多越有實力。假設東道國GDPit、GDPcit與中國的海外投資成正比，那么也就使得FDI能有效地利用當地的資源的同時去實現規模經濟，從而促進FDI流量的流入。

（2）關稅壁壘指標與貿易救濟指標的內涵。

①關稅壁壘指標：東道國i在第t年實際征收的最惠國關稅的稅率，一般用TARIFFit來表示；

②貿易救濟指標：東道國i在第t年對中國發起的類似反傾銷、反補貼、特保措施調查等等情形的數量，用TRit來表示。而用TRit-1來表示，表明東道國i在第t-1年對中國發起的反補貼、反傾銷、特保措施的調查數量。因此看來國外貿易保護指標TARIFFit、TRit-1、TRit與中國的海外直接投資成正比，那么關稅導致的直接投資理論以及補償投資理論都明顯的表現在：企業選擇海外直接投資的動因主要是由于貿易保護壁壘及威脅。

（3）出口規模指標。

出口規模指標：中國在第t年對東道國i的出口貿易情況一般用EXit表明。所以在假設中國對于該國的出口規模與與中國的直接海外投資規模EXit成正比，而且中國對于海外直接投資越多，那么中國對于東道國出口比重比越高，同時證明中國企業看待的東道國市場重要性就越高。

（4）區域貿易組織指標。

區域貿易組織變量：這主要是用來衡量區域自由貿易協定對中國海外直接投資的中藥影響。本文用來衡量區域自由貿易的指標是構建虛化變量：EUit、ASEANit、NAFTAit。中國經貿關系密切的東盟、歐盟以及北美自由貿易區，凡屬于這三個區域貿易集團的國家，變量便取值為1，其他國家取值為0。理論分析均表明，區域貿易組織對于集團外其他國家企業的經營構成一定程度的阻礙。如果東道國屬于某個區域經濟集團，那么對該國的直接投資有利于中國企業在整個區域集團內部的經營活動，所以降低公司經營成本，對中國的海外直接投資有促進作用。因此假設東道國所在的區域貿易集團情況有助于吸引中國對該國的直接投資。

表1 變量的相關說明

表2 貿易保護對中國海外直接投資影響估計及分析結果

（5）宏觀經濟沖擊。

將宏觀經濟變量納入到模型中就可以明顯看出：某國的經濟波動必然也會對他的海外直接投資產生巨大的影響。本文考察宏觀經濟沖擊的影響來使用年度虛擬變量。

2 實證分析

本文中相關的主要面板數據來自于2003～2009年，產生于世界上138個國家。雖然因為時間的序列非平穩從而導致的偽回歸宏觀經濟的時間序列數據，可以推斷出板數據期時間序列分析不會出現結構突變，但是由于截面數目N遠大于時期序列T（138＞＞7），所以可以直接建模來求證。

考慮到2003～2009年存在的時間變化引發的經濟形勢，各個國家普遍都存在著個體差異，初步考慮到截面數據產生的固定效應，所以使用時間的固定效應往往能夠反映出某年的經濟對于基礎設施的深遠影響。所以初步考慮到設定εi在求證的同時來表示個體的固定效應，也就必須要考慮到用εt表示固定效應的時間。如果接受原假設則模型形式為混合最小二乘回回歸（Pooled OLS）模型形式,由具體的F檢驗決定是否包含個體和時間的固定效應。

為更進一步明確需要進行Hausman檢驗，那么就需要用到固定效應還是隨機效應的面板模型，結果明顯表示出：如果統計量為46.99，那么在個體固定效應和隨機效應的Hausman檢驗中，明顯低于顯著性水平0.05，相對應的數據概率約為0.0000，同時意味著在顯著性水平5%的條件下，在采用個體固定效應回歸模型更為合適，所以拒絕隨機效應的原假設；統計量為30.13，那么在Hausman檢驗結果顯示的時間固定效應和隨機效應，明顯低于顯著性水平的0.05，相對應的概率約為0.0000，所以這就意味著在顯著性水平5%的條件下，因而拒絕隨機效應的原假設，必須考慮到各國之間存在個體差異所選時期也存在時期差異。從表2中可以明顯看出來采用了個體以及R2在時期固定效應面板模型后調整后得到了提高，說明采用實際數據更有說服力，解釋力更為明顯。

需要進行橫截面異方差LM檢驗來證明中國對于不同國家間的海外直接投資，相對存在著較大的個體差異，卡方值χ2=31.29，p值為0.9621，所以拒絕原假設的同方差。同時選用了可行廣義最小二乘法(FGLS——Feasible Generalized Least Squares)，對于面板數據進行了相應的處理來消除擾動項的異方差性，最終的結果如下：

3 結論

根據表2中表示的回歸結果，我們可以得到以下結論:

3.1 避開國外關稅限制是中國海外直接投資的趨勢

回歸參數的“TRIFF”表明的東道國關稅的保護變量為正，可以看出中國的海外投資對于關稅投資采取避開政策，這正是緣由回歸參數的不明顯導致了這種趨勢的不明顯。

3.2 中國海外直接投資對于國外貿易救濟措施采取躲避策略

（1）回歸參數作為貿易救濟變量TR、TR（-1）均在圖中均為負數，通過了檢驗的TR（-1）的回歸參數更是顯著水平的1%，這表明中國海外直接投資對東道國前一期的貿易救濟措施十分敏感，那么前一期東道國貿易救濟措施越多，中國對該國的直接投資就越少。因而表明中國的海外直接投資并不直接具備避開貿易救濟措施的功能，反而較多地往前期貿易救濟措施較少的國家投向。

（2）東道國人均收入水平與中國的海外直接投資成反比。GDPc（人均國民生產總值指標）的回歸參數值為-0.2801，并且以5%通過了檢驗，那么就說明中國對于該國的直接海外投資就因為東道國的收入水平越高而成反比。正好對于目前中國的海外直接投資是以發展中國家為主要發展趨勢這一結果相契合國外對與華貿易保護泛濫是造成中國海外直接投資主要流向低收入國家現象的主要原因。低收入國家同時也是勞動力成本低廉國家，因而便成為尋求勞動力成本優勢型企業海外投資者的目標。

（3）中國的海外直接投資不僅與對東道國的出口規模成正比，同時成正比還有該國的市場規模。結果可以分析出，回歸參數的GDP為0.3352，那么中國對該國的出口規模對直接投資影便增加約0.24%。由此說來，中國對該國的出口規模指標符合預期，和東道國市場規模也符合預期等各項指標，表明了中國的海外投資與東道國的國內市場規模密切相關。

（4）中國對于歐美各個貿易經濟組織的海外直接投資都有嚴格的限制，區域貿易組織的投資變量均符合預期，其中回歸參數的EU、ASEAN為正，結果表現的不明顯；回歸系數的NAFTA的顯著為負，結果來看完全不和預期相符，那么表明中國對這些區域自由貿易組織成員國的直接投資并不多：即便是中國對于北美地區直接投資雖然表現的明顯減少，反而沒有明顯的增加對于歐盟及東盟貿易組織地區的海外直接投資。

[1]R.A.Mundell.International Trade and Factor[J].Ameriean Economic Review,1957,(47).

[2]Bhagwati,Jagdish N.Protectionism:Old Wine in New Bottles[J].Journal of Policy Modeling,Elsevier,1985,(1).

[3]Dinopoulos Elias.Quid Pro Quo Foreign Investment[J].Economics& Politics,1989,(2).

[4]唐凌,李春杰.反傾銷與中國企業對外直接投資淺析[J].工業技術經濟,2003,(3).

[5]陳豐.日本企業對外直接投資規避反傾銷的經驗及其啟示[J].亞太經濟,2009,(2).

[6]徐世騰.中國海外直接投資中的貿易保護因素實證研究[J].經濟問題，2011,（7）.

[7]申益美.中國企業海外投資對出口商品結構影響的實證分析[J].求索，2011，（3）.