中國對外直接投資的宏觀經濟績效評價

霍杰

摘 要：基于中國1985—2012年時間序列數據，運用灰色關聯方法分析對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業的貢獻，在此基礎上使用主成分分析方法綜合評價對外直接投資的宏觀經濟績效。結果顯示，中國對外直接投資的宏觀經濟績效并沒有持續增長，而是以2007年為分界點呈現V型分布。

關鍵詞：對外直接投資；宏觀經濟績效；灰色關聯方法；主成分分析

中圖分類號：F832.6 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）20-0114-03

引言

自改革開放以來，我國的對外直接投資持續快速增長，對外直接投資流量從1985年的6.14億美元增長到2012年的878.04億美元，年均增長率19%，遠遠超過中國經濟增長速度。對外直接投資的快速增長有利于我國充分利用國內外兩個市場＼兩種資源，促進生產要素的自由流動和優化資源配置。然而，由于對復雜的國際經濟形勢估計不足，加上缺乏對外直接投資的相關經驗，我國對外直接投資所取得的經濟績效并不樂觀。從宏觀層面來看，對外直接投資對我國經濟增長和產業結構升級的推動作用并不明顯（衣長軍，蘇梽芳，2008；王英，2012）。國內現有的文獻大多從單一指標角度評價我國對外直接投資的宏觀經濟績效，而事實上如果想比較全面、客觀地評價對外直接投資宏觀經濟績效，需要使用一個包含多個指標的綜合評價體系，目前對這方面的研究還不夠深入。因此，本文擬構建一個包含多個指標的評價體系，綜合評價中國對外直接投資的宏觀經濟績效。

一、文獻綜述

（一）對外直接投資對經濟增長的影響

在理論上，關于對外直接投資對母國經濟增長的影響一直存在兩種不同的觀點：一種觀點認為對外直接投資擠出國內投資，從而不利于母國的經濟增長（Stevens，Lipsey，1992）；另一種觀點認為對外直接投資能使企業進入新的市場，以較低的價格從國外進口中間產品，從而能夠促進母國的經濟增長（Herzer，2010）。從實證研究來看，使用發達國家數據大部分研究發現對外直接投資對經濟增長有非常顯著的促進作用；而使用中國數據有些研究發現，對外直接投資對經濟增長的促進作用并不明顯（衣長軍和蘇梽芳，2008）。

（二）對外直接投資對產業結構的影響

從理論上看，一方面，由于對外直接投資具有資源補缺效應、傳統產業轉移效應、新興產業促長效應、產業關聯效應以及投資收益效應等積極作用，故可以促進產業結構升級；另一方面，由于對外直接投資具有失業效應和重合產業國際競爭效應等消極影響，故不利于調整產業結構（汪琦，2004）。在實證研究上，使用發達國家的數據大多發現對外直接投資可以優化母國的產業結構（Blomstrom，等，2000），使用中國的數據研究發現對外直接投資對產業結構升級作用并不明顯（王英，2012）。

（三）對外直接投資對出口的影響

自20世紀60年代以來，對外直接投資和出口之間的關系一直是學者們爭論的焦點。在理論上，對外直接投資和出口之間存在替代和互補關系，即對外直接投資可能會減少出口，也可能會增加出口。實證研究大多發現，對外直接投資對出口有顯著的促進作用（張紀鳳，黃萍，2013），很少有實證研究發現替代關系的存在，其主要原因在于大多數研究使用的是總體數據（Blonigen，2001）。

（四）對外直接投資對技術進步的影響

對外直接投資是國際技術溢出的一條重要渠道，通過對外直接投資，不論發達國家還是發展中國家都可以獲得東道國的技術溢出，從而提升母國的技術水平。實證研究大多都發現對外直接投資通過逆向溢出效應可以顯著提高母國技術水平（Driffield，等，2009），但也有研究發現對外直接投資對母國技術水平沒有顯著的影響或者會對母國技術進步產生阻礙作用（Bitzer和Kerekes，2008）。對此，學者們一般認為，對外直接投資逆向溢出效應的產生需要母國的經濟發展水平超越一定的“門檻”水平（李梅，柳士昌，2012）。

（五）對外直接投資對就業的影響

從理論上看，對外直接投資對就業有雙重影響，即替代效應和互補效應。對外直接投資會對母國就業產生影響是政策制定者長期擔心的問題，之所以擔心是因為他們認為對外直接投資和出口之間存在替代效應，對外直接投資會減少本國同類產品的出口，導致國內生產萎縮，就業減少（Jasay，1960）。但也有人認為，對外直接投資和出口之間存在互補效應，對外直接投資會擴大母國產品出口，有利于減少失業（戴翔，2006）。對外直接投資的凈就業效應取決于替代效應的消極影響和互補效應的積極影響之差額。

二、指標選擇和灰關聯系數

本文使用1985—2012年的時間序列數據綜合評價中國對外直接投資的宏觀經濟績效。根據前人的研究成果和數據的可獲取性，使用經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業5個宏觀經濟指標構建對外直接投資宏觀經濟績效的評價指標體系，然后使用灰色關聯方法計算灰關聯系數，以此衡量對外直接投資對宏觀經濟指標的貢獻，最后在此基礎上使用主成分分析方法綜合評價對外直接投資的宏觀經濟績效。

（一）指標計算方法和數據來源說明

使用對外直接投資流量反映對外直接投資FDI，使用中國國內生產總值反映經濟增長GDP，使用第二、第三產業增加值之和與國內生產總值的比率反映產業結構STR，使用進出口總額反映對外貿易TRA，使用發明專利授權量反映技術進步TE，使用中國從業總人數反映就業L。

以上所有指標的原始數據均可以從中國統計年鑒和聯合國貿易和發展會議網站獲取，需要將以美元表示的對外直接投資額和對外貿易額轉化為以人民幣表示的對外直接投資額和對外貿易額。

（二）計算灰關聯系數

由于我們要評價的是對外直接投資對宏觀經濟的影響，故需要計算對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業的貢獻，這里使用灰關聯系數來衡量對外直接投資對宏觀經濟指標的貢獻，灰關聯系數計算基本步驟如下。endprint

1.收集原始數據序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統特征序列，代表對外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關因素行為序列，分別代表經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業向量。

2.對各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計算相關因素行為序列和系統特征序列之間的灰關聯系數（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對外直接投資對宏觀經濟指標的貢獻，即對外直接投資和宏觀經濟指標之間的灰關聯系數。

三、綜合評價

（一） 數據預處理

從上面計算求得的數據可能還不能直接使用，故在綜合評價之前，還需要對數據進行進一步處理，主要包括指標正向化以及數據的無量綱化兩個方面。

1.指標正向化

本文選取的對外直接投資宏觀經濟績效指標體系共有5個指標。因為對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業的實際影響到底是正是負還不清楚，需要作出進一步的判斷，這里將對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業分別進行回歸，結果發現對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業起正向作用，說明外直接投資對宏觀經濟各指標的貢獻（灰關聯系數）都是正向指標，不需要對灰關聯系數進一步處理，可以直接使用。

表1 對外直接投資對經濟增長、產業結構、

對外貿易、技術進步和就業回歸結果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數據的無量綱化

由于原始數據的量綱不同無法進行直接比較，這里對指標值使用標準化方法進行處理消除量綱的影響。

（二）指標權重和綜合評價方法

目前對指標權重的確定主要有兩類方法：主觀賦權法和客觀賦權法。兩類權重確定方法各有優缺點，由于我們使用的指標之間可能存在相關性，這里使用主成分分析法確定權重，可以有效消除指標之間的相關性。在用主成分分析法確定權重之后構造主成分綜合評價函數，使用綜合評價函數求出對外直接投資宏觀經濟績效的綜合評價值。

1.原有變量的相關系數

為了分析變量之間是否存在一定的線性關系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關系數矩陣進行分析，變量的相關系數矩陣如表2。

表2 變量相關系數矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關系數較高，變量之間存在較強的線性關系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個數和系數

這里依據主成分對應的特征值大于1，且主成分累積貢獻率大于85%的原則確定主成分的個數，表3報告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個主成分的累積貢獻大于85%，且特征根大于1，為了不出現變量信息丟失，這里提取2個主成分。

表4報告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數除以表3相應特征根的開根后可以得到兩個主成分的系數向量，進而可以獲得每個主成分的函數表達式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評價

以累積方差貢獻率作為權重構造主成分綜合評價函數，計算各主成分值，利用綜合評價函數求出綜合評價值，圖1給出1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經濟績效綜合評價結果。

圖1 1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經濟績效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對外直接投資規模持續擴張，但對外直接投資宏觀經濟績效并沒有持續增長，而是呈V型。在2007年之前，對外直接投資宏觀經濟績效呈緩慢下降趨勢；2007年之后，對外直接投資宏觀經濟績效呈較快的上升趨勢。其主要原因在于2007年之前，對外直接投資對經濟增長、對外貿易和就業的貢獻逐漸下降；2007年之后，對外直接投資對經濟增長、對外貿易和就業的貢獻較快上升，從而導致對外直接投資宏觀經濟績效呈現V型。

參考文獻：

[1] 戴翔.對外直接投資對國內就業影響的實證分析——以新加坡為例[J].世界經濟研究，2006，（4）：70-76.

[2] 李梅，柳士昌.對外直接投資逆向技術溢出的地區差異和門檻效應——基于中國省際面板數據的門檻回歸分析[J].管理世界，

2012，（1）：21-32.

[3] 汪琦.對外直接投資對投資國的產業結構調整效應及其傳導機制[J].國際貿易問題，2004，（5）：73-77.

[4] 王英.基于產業結構優化的我國OFDI宏觀績效評價[J].世界經濟研究，2012，（4）：71-75.

[5] 衣長軍，蘇梽芳.我國企業對外直接投資的績效評價與主體分析[J].國際經貿探索，2008，（1）：38-43.

[6] 張紀鳳，黃萍.替代出口還是促進出口——我國對外直接投資對出口的影響研究[J].國際貿易問題，2013，（3）：95-103.

[7] Bitzer J，Kerekes M.Does foreign direct investment transfer technology across borders？ New evidence[J].Economics Letters，2008，

100（3）：355-358.

[8] Blomstr？覿m M，Kokko A.Outward investment，employment，and wages in Swedish multinationals[J].Oxford Review of Economic Policy，

2000，16（3）：76-89.

[9] Blonigen B A.In search of substitution between foreign production and exports[J].Journal of international economics，2001，53（1）：

81-104.

[10] Herzer D.Outward FDI and economic growth[J].Journal of Economic Studies，2010，37（5）：476-494.

[11] Jasay A E.The social choice between home and overseas investment[J].The Economic Journal，，1960：105-113.

[12] Stevens G V G，Lipsey R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of International Money and Finance，

1992，11（1）：40-62.

[責任編輯 李 可]endprint

1.收集原始數據序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統特征序列，代表對外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關因素行為序列，分別代表經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業向量。

2.對各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計算相關因素行為序列和系統特征序列之間的灰關聯系數（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對外直接投資對宏觀經濟指標的貢獻，即對外直接投資和宏觀經濟指標之間的灰關聯系數。

三、綜合評價

（一） 數據預處理

從上面計算求得的數據可能還不能直接使用，故在綜合評價之前，還需要對數據進行進一步處理，主要包括指標正向化以及數據的無量綱化兩個方面。

1.指標正向化

本文選取的對外直接投資宏觀經濟績效指標體系共有5個指標。因為對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業的實際影響到底是正是負還不清楚，需要作出進一步的判斷，這里將對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業分別進行回歸，結果發現對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業起正向作用，說明外直接投資對宏觀經濟各指標的貢獻（灰關聯系數）都是正向指標，不需要對灰關聯系數進一步處理，可以直接使用。

表1 對外直接投資對經濟增長、產業結構、

對外貿易、技術進步和就業回歸結果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數據的無量綱化

由于原始數據的量綱不同無法進行直接比較，這里對指標值使用標準化方法進行處理消除量綱的影響。

（二）指標權重和綜合評價方法

目前對指標權重的確定主要有兩類方法：主觀賦權法和客觀賦權法。兩類權重確定方法各有優缺點，由于我們使用的指標之間可能存在相關性，這里使用主成分分析法確定權重，可以有效消除指標之間的相關性。在用主成分分析法確定權重之后構造主成分綜合評價函數，使用綜合評價函數求出對外直接投資宏觀經濟績效的綜合評價值。

1.原有變量的相關系數

為了分析變量之間是否存在一定的線性關系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關系數矩陣進行分析，變量的相關系數矩陣如表2。

表2 變量相關系數矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關系數較高，變量之間存在較強的線性關系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個數和系數

這里依據主成分對應的特征值大于1，且主成分累積貢獻率大于85%的原則確定主成分的個數，表3報告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個主成分的累積貢獻大于85%，且特征根大于1，為了不出現變量信息丟失，這里提取2個主成分。

表4報告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數除以表3相應特征根的開根后可以得到兩個主成分的系數向量，進而可以獲得每個主成分的函數表達式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評價

以累積方差貢獻率作為權重構造主成分綜合評價函數，計算各主成分值，利用綜合評價函數求出綜合評價值，圖1給出1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經濟績效綜合評價結果。

圖1 1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經濟績效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對外直接投資規模持續擴張，但對外直接投資宏觀經濟績效并沒有持續增長，而是呈V型。在2007年之前，對外直接投資宏觀經濟績效呈緩慢下降趨勢；2007年之后，對外直接投資宏觀經濟績效呈較快的上升趨勢。其主要原因在于2007年之前，對外直接投資對經濟增長、對外貿易和就業的貢獻逐漸下降；2007年之后，對外直接投資對經濟增長、對外貿易和就業的貢獻較快上升，從而導致對外直接投資宏觀經濟績效呈現V型。

參考文獻：

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[4] 王英.基于產業結構優化的我國OFDI宏觀績效評價[J].世界經濟研究，2012，（4）：71-75.

[5] 衣長軍，蘇梽芳.我國企業對外直接投資的績效評價與主體分析[J].國際經貿探索，2008，（1）：38-43.

[6] 張紀鳳，黃萍.替代出口還是促進出口——我國對外直接投資對出口的影響研究[J].國際貿易問題，2013，（3）：95-103.

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100（3）：355-358.

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2000，16（3）：76-89.

[9] Blonigen B A.In search of substitution between foreign production and exports[J].Journal of international economics，2001，53（1）：

81-104.

[10] Herzer D.Outward FDI and economic growth[J].Journal of Economic Studies，2010，37（5）：476-494.

[11] Jasay A E.The social choice between home and overseas investment[J].The Economic Journal，，1960：105-113.

[12] Stevens G V G，Lipsey R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of International Money and Finance，

1992，11（1）：40-62.

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1.收集原始數據序列：Xi={xi（k）}，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L，k=1985，…，2012。

XFDI為系統特征序列，代表對外直接投資流量向量；xFDI（k） 代表k年對外直接投資流量。XGDP，XSTR，XTRA，XTE，XL為相關因素行為序列，分別代表經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業向量。

2.對各序列變換，得到序列X' I={x' I（k）}，其中xi'（k）=Xi（k）=xi（k）/max（xi（k））。

3.求差序列：Δ i（k）=|x' FDI（k）-x' I（k）|，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

4.計算相關因素行為序列和系統特征序列之間的灰關聯系數（蘇為華和余明江，2002）：R i（k）=1/ Δ i（k）+1，i=FDI，GDP，STR，TRA，TE，L。

根據上面的步驟就可以求出1985—2012年中國對外直接投資對宏觀經濟指標的貢獻，即對外直接投資和宏觀經濟指標之間的灰關聯系數。

三、綜合評價

（一） 數據預處理

從上面計算求得的數據可能還不能直接使用，故在綜合評價之前，還需要對數據進行進一步處理，主要包括指標正向化以及數據的無量綱化兩個方面。

1.指標正向化

本文選取的對外直接投資宏觀經濟績效指標體系共有5個指標。因為對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業的實際影響到底是正是負還不清楚，需要作出進一步的判斷，這里將對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業分別進行回歸，結果發現對外直接投資對經濟增長、產業結構、對外貿易、技術進步和就業起正向作用，說明外直接投資對宏觀經濟各指標的貢獻（灰關聯系數）都是正向指標，不需要對灰關聯系數進一步處理，可以直接使用。

表1 對外直接投資對經濟增長、產業結構、

對外貿易、技術進步和就業回歸結果

注：表示在1%的顯著性水平上顯著。

2.數據的無量綱化

由于原始數據的量綱不同無法進行直接比較，這里對指標值使用標準化方法進行處理消除量綱的影響。

（二）指標權重和綜合評價方法

目前對指標權重的確定主要有兩類方法：主觀賦權法和客觀賦權法。兩類權重確定方法各有優缺點，由于我們使用的指標之間可能存在相關性，這里使用主成分分析法確定權重，可以有效消除指標之間的相關性。在用主成分分析法確定權重之后構造主成分綜合評價函數，使用綜合評價函數求出對外直接投資宏觀經濟績效的綜合評價值。

1.原有變量的相關系數

為了分析變量之間是否存在一定的線性關系，是否適合使用主成分分析，這里使用變量相關系數矩陣進行分析，變量的相關系數矩陣如表2。

表2 變量相關系數矩陣

從表2可以看出，有些變量之間相關系數較高，變量之間存在較強的線性關系，適合使用主成分分析。

2.確定主成分個數和系數

這里依據主成分對應的特征值大于1，且主成分累積貢獻率大于85%的原則確定主成分的個數，表3報告了總方差解釋。

表3 總方差解釋

從表3可以看出，前2個主成分的累積貢獻大于85%，且特征根大于1，為了不出現變量信息丟失，這里提取2個主成分。

表4報告了因子載荷矩陣，將表4中每列系數除以表3相應特征根的開根后可以得到兩個主成分的系數向量，進而可以獲得每個主成分的函數表達式。

表4 因子載荷矩陣

3.綜合評價

以累積方差貢獻率作為權重構造主成分綜合評價函數，計算各主成分值，利用綜合評價函數求出綜合評價值，圖1給出1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經濟績效綜合評價結果。

圖1 1985—2012年中國對外直接投資的宏觀經濟績效

從圖1可以看出，在1985—2012年期間，雖然中國對外直接投資規模持續擴張，但對外直接投資宏觀經濟績效并沒有持續增長，而是呈V型。在2007年之前，對外直接投資宏觀經濟績效呈緩慢下降趨勢；2007年之后，對外直接投資宏觀經濟績效呈較快的上升趨勢。其主要原因在于2007年之前，對外直接投資對經濟增長、對外貿易和就業的貢獻逐漸下降；2007年之后，對外直接投資對經濟增長、對外貿易和就業的貢獻較快上升，從而導致對外直接投資宏觀經濟績效呈現V型。

參考文獻：

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[4] 王英.基于產業結構優化的我國OFDI宏觀績效評價[J].世界經濟研究，2012，（4）：71-75.

[5] 衣長軍，蘇梽芳.我國企業對外直接投資的績效評價與主體分析[J].國際經貿探索，2008，（1）：38-43.

[6] 張紀鳳，黃萍.替代出口還是促進出口——我國對外直接投資對出口的影響研究[J].國際貿易問題，2013，（3）：95-103.

[7] Bitzer J，Kerekes M.Does foreign direct investment transfer technology across borders？ New evidence[J].Economics Letters，2008，

100（3）：355-358.

[8] Blomstr？覿m M，Kokko A.Outward investment，employment，and wages in Swedish multinationals[J].Oxford Review of Economic Policy，

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81-104.

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[11] Jasay A E.The social choice between home and overseas investment[J].The Economic Journal，，1960：105-113.

[12] Stevens G V G，Lipsey R E.Interactions between domestic and foreign investment[J].Journal of International Money and Finance，

1992，11（1）：40-62.

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