中國OFDI與能源消費的動態(tài)關(guān)系研究

韓金紅

(復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院,上海 200433)

0 引言

2008年爆發(fā)了全球性金融危機，當(dāng)時西方發(fā)達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年世界投資報告》中指出，2010年中國的對外直接投資首次超過日本，達到創(chuàng)紀錄的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)濟增長動力有密切關(guān)系，但自20世紀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年中國能源消費彈性系數(shù)為0.66，也就是說中國國民經(jīng)濟每增長1個百分點，能源消費相應(yīng)增長0.66個百分點2（李珮璘，2010）。各類能源品種中，尤以石油供需局勢較嚴峻。根據(jù)國家發(fā)展和改革委員會能源經(jīng)濟與發(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)濟發(fā)展需要，大量非能源資源只能通過進口獲得。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，其進口逐年擴大，目前中國鐵礦石的進口依存度已超過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入了一個新的時期。特別是進入21世紀以來，隨著中國經(jīng)濟實力的增強和對礦產(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)計公報，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公司（第1位）、中國石油化工集團公司（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，從而進行了大量的對外直接投資，但資源消費需求與中國OFDI之間究竟是否真的存在數(shù)理關(guān)系，還需要進行實證分析。由于總資源消費的數(shù)據(jù)無法獲取，本文在此用能源消費作為資源消費的代理變量，研究中國能源消費需求與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總量和中國OFDI做為內(nèi)生變量。令energy、ofdi為中國能源消費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 能源消費趨勢圖

圖2 我國對外直接投資流量趨勢圖

2.2 實證分析

2.2.1 平穩(wěn)性檢驗

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

表1 序列和差分序列的ADF單位根檢驗結(jié)果

從序列energy、ofdi的ADF檢驗結(jié)果可以看出，它們的檢驗統(tǒng)計量都大于1%檢驗水平的臨界值，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統(tǒng)計量都小于1%檢驗水平下的臨界值，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)整檢驗的最優(yōu)的滯后期r-1。在ADF檢驗的基礎(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等標準進行確定。滯后階數(shù)適當(dāng)加大,可以消除誤差項中的自相關(guān),但又容易減少自由度,影響模型參數(shù)估計的有效性。經(jīng)過多次的實際測算比較,根據(jù)AIC標準最后確定滯后階數(shù)為3，檢驗結(jié)果如表2所示。接下來檢驗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)滯后期檢驗結(jié)果

（2）Johansen協(xié)整檢驗。

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，這兩者之間可進行協(xié)整檢驗。本文運用Johanson協(xié)整檢驗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)整檢驗的最優(yōu)滯后期為2，Eviews6.0統(tǒng)計軟件輸出結(jié)果如表3所示。

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

根據(jù)最大特征值檢驗結(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。對于方程（1）,可以看出，能源消費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

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)整檢驗的結(jié)果，更具體而言，從長期來看，中國能源消費每增加一單位（代表100萬噸標準煤），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)系檢驗結(jié)果

2.2.4 向量誤差修正模型估計

由于Johansen協(xié)整檢驗結(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制。接下來我們利用上述正規(guī)化的協(xié)整方程來估計向量誤差修正模型。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，所以我們估計的VEC模型的最優(yōu)滯后期為2，利用Eiews6.0得模型估計結(jié)果為兩個方程：

從模型的整體的檢驗統(tǒng)計量來看，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VECM的系數(shù)來看，只有方程（3）的誤差修正系數(shù)為負值，符合反向修正機制。該方程說明，當(dāng)能源消費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)系檢驗表明，中國能源消費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的格蘭杰原因。即中國能源消費增加能引起對外直接投資增加，中國能源消費每增加一單位（代表100萬噸標準煤），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結(jié)果表明，當(dāng)能源消費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）從能源消費與中國對外直接投資的關(guān)系來看，隨著中國經(jīng)濟的持續(xù)增長，能源消費也會持續(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一步增加。

（2）為配合企業(yè)在全球范圍內(nèi)進一步增加資源導(dǎo)向型的直接投資，中國政府應(yīng)該加強能源外交，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)進行資源導(dǎo)向型對外直接投資。隨著經(jīng)濟發(fā)展，能源安全對于國民經(jīng)濟和國家安全的戰(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)加強能源外交，積極參與多種形式國際能源合作組織，進一步加強與世界石油生產(chǎn)國和消費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國的矛盾，為中國石油企業(yè)實行跨國經(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”。

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