中國OFDI的宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素及其門檻特征

摘要：文章解釋了國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)因素對OFDI的內(nèi)在影響機(jī)理，并發(fā)現(xiàn)OFDI及其影響因素在中國不同地區(qū)具有顯著的差異性。在此基礎(chǔ)上，采用門檻回歸方法構(gòu)造非線性面板數(shù)據(jù)模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)了影響對外直接投資規(guī)模的若干因素的門檻特征，并分別從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、引進(jìn)外資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面測定了正向促進(jìn)對外直接投資規(guī)模的門檻水平。實(shí)證結(jié)果表明：當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)因素指標(biāo)達(dá)到或超過門檻值時，對中國OFDI才具有顯著的促進(jìn)作用；反之，則不存在影響甚至對OFDI會產(chǎn)生擠出效應(yīng)，即中國對外直接投資的宏觀影響因素表現(xiàn)出了明顯的門限特征。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；宏觀影響因素；門檻回歸

中圖分類號：F125文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：

10085831（2016）01009108

中國的對外直接投資經(jīng)歷了從無到有的過程，自2000年“走出去”戰(zhàn)略開始實(shí)施，對外直接投資規(guī)模迅速擴(kuò)大，與此同時，中國各地區(qū)也經(jīng)歷了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高、引進(jìn)外資規(guī)模擴(kuò)大、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級、鼓勵民營經(jīng)濟(jì)大力發(fā)展的轉(zhuǎn)型時期。國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化是否是導(dǎo)致中國對外直接投資規(guī)模擴(kuò)大的影響因素？這些因素對OFDI的影響是否具有階段性的差異？針對這兩個問題的探討，將對中國對外直接投資的發(fā)展歷程給出合理解釋，對處于不同發(fā)展階段的國家或地區(qū)制定差異化的對外直接投資政策具有借鑒意義。

一、影響地區(qū)對外直接投資的內(nèi)在機(jī)理及門檻條件的提出

（一）對外直接投資的宏觀影響因素內(nèi)在機(jī)理考察

20世紀(jì)90年代以前，基于對外直接投資主要發(fā)生在發(fā)達(dá)國家的事實(shí)，以海默的壟斷優(yōu)勢理論、巴克萊的內(nèi)部化理論、小島清的邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論、鄧寧的國際生產(chǎn)折中理論為代表的對外直接投資理論都是以發(fā)達(dá)國家為研究對象；隨著發(fā)展中國家對外直接投資的興起，威爾士的小規(guī)模技術(shù)理論、拉奧的技術(shù)地方化理論和坎特威爾的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)升級理論也相繼提出，在發(fā)展中國家開展對外直接投資實(shí)踐中提供了理論指導(dǎo)。就中國而言，自從“走出去”戰(zhàn)略開始實(shí)施，對外直接投資得到快速增長，但區(qū)域間發(fā)展不平衡，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的對外直接投資規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。2011年，地方對外非金融類對外直接投資流量合計(jì)235.6億美元，其中東部地區(qū)174.35億美元，中部地區(qū)30.7億美元，西部地區(qū)30.55億美元，中西部地區(qū)的投資規(guī)模之和只占東部地區(qū)的1/3。由此可以看出，對外直接投資的演變歷程與投資母國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一致。Dunning提出的IDP理論闡述了對外投資的發(fā)展路徑[1]，并被后來的研究加以驗(yàn)證[2]。Andreff用一個包含176個發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家在內(nèi)的截面樣本再次驗(yàn)證IDP理論，發(fā)現(xiàn)對外直接投資和母國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在函數(shù)關(guān)系[3]。

研究表明，投資國會通過對外直接投資獲得東道國具有而母國不具有或者相對東道國處于劣勢的資源，包括自然資源、人力資源、管理經(jīng)驗(yàn)、營銷水平、技術(shù)效率等。Dunning總結(jié)了對外投資的4種類型：一是市場尋求型，即需求導(dǎo)向型OFDI，是為產(chǎn)品尋找海外市場以彌補(bǔ)國內(nèi)市場需求不足；二是資源尋求型，即供給導(dǎo)向型OFDI，是為了獲得母國所需的礦產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品、非熟練勞動力等資源；三是效率尋求型，是為了提高國際分工的效率，促進(jìn)跨國公司資產(chǎn)組合更加專業(yè)化，通常發(fā)生在市場尋求型或資源尋求型的投資階段之后；四是戰(zhàn)略資源尋求型，是以增強(qiáng)自身投資公司所有權(quán)優(yōu)勢為目的OFDI[4]。某些國家（如瑞士和荷蘭）比其他國家（如俄羅斯）具有更強(qiáng)的動機(jī)進(jìn)行對外直接投資，主要是因?yàn)槠浣?jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)、國內(nèi)企業(yè)的核心競爭力、市場規(guī)模、海外市場經(jīng)驗(yàn)、不具有流動性資源的吸引力等方面存在明顯差異。

（二）宏觀影響因素及門檻條件的提出

在有關(guān)中國對外直接投資影響因素的實(shí)證研究方面，閻大穎等以2006-2007年中國對外直接投資的微觀數(shù)據(jù)為樣本，從制度方面發(fā)現(xiàn)政府政策扶植、海外關(guān)系資源及自身融資能力對企業(yè)對外直接投資的動機(jī)和能力有重要影響[5]。張為付運(yùn)用內(nèi)部張力、外部引力和環(huán)境支撐力范式對影響對外直接投資的各作用力進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，作用力包括經(jīng)濟(jì)規(guī)模、外貿(mào)依存度、與貿(mào)易伙伴國的摩擦、經(jīng)濟(jì)成分結(jié)構(gòu)、政府對外直接投資的政策、人民幣對美元的匯率[6]。田巍和余淼杰采用企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)考察了生產(chǎn)率與對外投資的關(guān)系[7]。借鑒已有研究，本文將從國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、吸引外資水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)成分組成4個方面論述和分析有關(guān)OFDI影響因素的門檻條件。

首先，從母國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平看，Dunning以母國的人均GDP為指標(biāo)，采用分組的方法把1971年67個國家分為4組[4]。第一組是人均GDP低于400美元的貧窮的發(fā)展中國家，外商投資極少，沒有對外投資。第二組包含25個國家，其人均GDP在400～1 500美元之間，外商投資迅速增長，出現(xiàn)對外直接投資。第三組是人均GDP在2 000～4 750美元之間的國家，對外直接投資依然低于外商投資，這一階段會出現(xiàn)兩種情況：一是對外直接投資保持不變，外商投資開始下降；二是對外直接投資的增速超過了外商投資。第四組是人均GDP位于2 600～5 600美元之間的少數(shù)發(fā)達(dá)國家，對外直接投資規(guī)模開始超過外商投資，可能是因?yàn)閷ν庵苯油顿Y的增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了外商投資的增速。

其次，從吸引外商投資的能力看，某地區(qū)吸引外商投資規(guī)模的大小在一定意義上反映了該地區(qū)的對外開放度。FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)對東道國企業(yè)的國際化經(jīng)營和管理模式起到了良好的示范作用，是推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)有力的工具，有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式實(shí)現(xiàn)

從“引進(jìn)來”到“走出去”的轉(zhuǎn)變；而大量外資的引進(jìn)無疑會在一定程度上解決地區(qū)的勞動力剩余問題，增加該地區(qū)的財(cái)政收入，這種現(xiàn)象極有可能導(dǎo)致地方政府把吸引外資作為地方發(fā)展的核心動力，而忽略了本地企業(yè)自身能力的培養(yǎng)，導(dǎo)致外商投資對地方OFDI產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

再次，從母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，Andreff研究發(fā)現(xiàn)：一方面，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展良好的發(fā)展中國家、資源豐富的國家、新興工業(yè)化國家和發(fā)達(dá)國家而言，母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響對外直接投資的重要因素；另一方面，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的發(fā)展中國家和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國家，母國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對OFDI的影響在5%和10%的顯著性水平下均不顯著[3]。說明母國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展對OFDI的影響存在門檻特征。

最后，從經(jīng)濟(jì)成分組成結(jié)構(gòu)看，張為付發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資比重每變動1%，中國對外直接投資額將變動9.1689%，二者呈現(xiàn)明顯的正效應(yīng)關(guān)系，這是因?yàn)槊駹I企業(yè)正在成為中國對外直接投資的新生主力[6]；但是從投資金額占比上看，中國的對外直接投資存在“國升民降”現(xiàn)象，這是因?yàn)閷ν庵苯油顿Y需要資金實(shí)力和信息優(yōu)勢作支撐[8]。這就意味只有實(shí)力雄厚的民營企業(yè)才能在國際競爭中占有一席之地。

二、對外直接投資宏觀影響因素的模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

對外直接投資規(guī)模在中國各地區(qū)存在明顯差異是不爭的事實(shí)，這種現(xiàn)象發(fā)生的根源來自于中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性。由于地理位置不同，對外開放程度存在差異，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)迥異導(dǎo)致各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力不同，國家政策傾斜導(dǎo)致不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)成分組成不同、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向不同，諸多因素影響了各地區(qū)企業(yè)“走出去”的積極性。部分越過經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻的地區(qū)，企業(yè)在自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力和政策支持下，憑借企業(yè)特定優(yōu)勢或國家特定優(yōu)勢能夠順利進(jìn)行國際化經(jīng)營[9]；而另一些低于經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻的地區(qū)，對企業(yè)國際化經(jīng)營不但無法提供經(jīng)濟(jì)支持，還以吸引外商投資的方式加快自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而對本地區(qū)的OFDI產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。這就意味著影響對外直接投資規(guī)模的因素存在一定的門檻特征，即當(dāng)一地區(qū)的綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力達(dá)到一定的水平時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提高會使對外直接投資規(guī)模迅速擴(kuò)大。

（一）模型設(shè)定

近年來，解決這一非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)問題的方法從“分組檢驗(yàn)”發(fā)展到“門限回歸”。Hansen建立了關(guān)于技術(shù)外溢的面板門檻模型[10]，Girma在Hansen的基礎(chǔ)上利用面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了技術(shù)外溢中吸收能力的門檻效應(yīng)[11]。國內(nèi)學(xué)者延續(xù)了非線性面板數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的研究[12]。同樣地，本文借鑒Hansen的面板數(shù)據(jù)門檻模型，將模型設(shè)定為如下形式：

Ofdiit=a0+a1qitI（qit<γ1）+a2qitI（qit≥γ1）+a3xit+eit（1）

在式（1）的基礎(chǔ)上，我們將其擴(kuò)展為雙門檻模型甚至多門檻模型：

Ofdiit=a0+a1qitI（qit<γ1）+a2qitI（γ1≤qit<γ2）+a3qitI（qit≥γ2）+a4xit+eit

其中，i表示地區(qū)，t表示年份，γ1和γ2為待搜索的門檻值，且有γ1<γ2，I（·）為指標(biāo)函數(shù)，eit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。Ofdiit表示各地區(qū)非金融類對外直接投資流量，年度OFDI流量不存在滯后，能更有效地刻畫當(dāng)期經(jīng)濟(jì)狀況的發(fā)展和變化[13]。qit為本文研究的核心變量，設(shè)定為影響OFDI的主要因素，包括：第一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（PGDP）來測度地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合實(shí)力；第二，對外開放度，用吸引的外商投資企業(yè)投資總額（FDI）來表示該地區(qū)對外經(jīng)貿(mào)往來的密切程度；第三，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)（seclab）和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)（thirlab）來衡；第四，經(jīng)濟(jì)成分，選取民營經(jīng)濟(jì)的固定資產(chǎn)投資（pinve）來測度，通過內(nèi)資企業(yè)固定資產(chǎn)投資總額和國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額相減得到。xit表示本文選取的控制變量，具體包括：第一，出口，以exp表示，用地區(qū)的出口總額代表；第二，政府支持，以fisc表示，用各地區(qū)政府的財(cái)政支出總額代表；第三，研發(fā)支出，以rd表示，用地方部門RD經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出代表。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文所選取的數(shù)據(jù)為中國29個省區(qū)市2003-2011年的面板數(shù)據(jù)

由于西藏和貴州兩省的非金融類對外直接投資流量數(shù)據(jù)缺失年份較多，故未被包含在檢驗(yàn)樣本中。，地區(qū)的非金融類對外直接投資數(shù)據(jù)來自歷年的《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報》，其他指標(biāo)數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，以美元統(tǒng)計(jì)的出口和外資企業(yè)投資總額指標(biāo)用人民幣兌美元的年平均價換算；回歸檢驗(yàn)之前，用標(biāo)準(zhǔn)化公式：zi=（xi-minx）/（maxx-minx），對各指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。表1為變量的基本統(tǒng)計(jì)量。

（三）影響因素分布的地區(qū)差異

把樣本劃分為東、中、西3個地區(qū)，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、廣東、浙江、遼寧、福建、山東、江蘇、廣西、海南12個省、自治區(qū)、直轄市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北9個省、自治區(qū)；西部包括重慶、四川、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆8個省、自治區(qū)、直轄市。

圖1、圖2中的縱軸表示各省市的對外直接投資流量和影響因素位于均值及其以上（均值以下）的比例。從圖1和圖2可以看出，各變量位于均值以上的省市主要集中在東部地區(qū)，西部地區(qū)占比在0.2以下，中部地區(qū)各變量規(guī)模處于均值以上的比例低于均值以下的比例。另外，我們發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)對外直接投資規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變動趨勢一致。對外直接投資規(guī)模和GDP水平、引進(jìn)外資水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展軌跡一樣，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的東部地區(qū)處于全國平均水平之上的比例最高，在中部地區(qū)次之，在西部地區(qū)最低；相反，低于全國水平的各個變量比例在西部地區(qū)最高，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最低。對外直接投資規(guī)模及其影響因素從東部發(fā)達(dá)地區(qū)到中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)均呈現(xiàn)明顯的遞減趨勢。

三、對外直接投資影響因素的門檻檢驗(yàn)與實(shí)證結(jié)果

（一）弱外生性檢驗(yàn)

目前，檢驗(yàn)變量弱外生性的方法主要有兩種：一是EHR方法，基于模型所有變量的聯(lián)合分布函數(shù)定義了與模型中重要參數(shù)相關(guān)聯(lián)的弱外生變量；二是Johansen方法，在協(xié)整框架內(nèi)，構(gòu)建無條件誤差修正模型和條件誤差修正模型，依據(jù)ECM模型修正參數(shù)的顯著性來檢驗(yàn)變量是否具有弱外生性。EHR方法不僅可以檢驗(yàn)出變量的弱外生性、強(qiáng)外生性及超外生性，還可以進(jìn)行政策評價，在金融研究領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。EHR檢驗(yàn)步驟如下：先將待檢驗(yàn)變量作為被解釋變量，其他可以解釋貸款余額的變量以及其本身的滯后一期變量作為解釋變量進(jìn)行最小二乘回歸估計(jì)，然后把所生成的殘差序列加入原等式作為新的解釋變量，最后對估計(jì)殘差進(jìn)行Lagrange Multiplier檢驗(yàn)，確定是否具有弱外生性。

依循慣例，采用上述EHR方法依次檢驗(yàn)門檻變量的弱外生性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從P值可以看到，無法拒絕門檻變量具有弱外生性的零假設(shè)。意味著在5%的顯著性水平上，市場規(guī)模、外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)成分均具有弱外生性，把這些影響因素設(shè)定為門檻變量是有效的。

（二）門檻條件檢驗(yàn)

為了選擇恰當(dāng)?shù)拈T限個數(shù)和門限值，依次估計(jì)線性模型、單門限模型、雙門限模型和三門限模型，Hansen提出了“格柵搜索法”（Grid Search），目的是減少在搜索門檻值中執(zhí)行的回歸次數(shù)。這種搜索方法把待搜索的門檻值限定在某特定的分位數(shù)或者整數(shù)值，并分別對搜索結(jié)果進(jìn)行回歸并計(jì)算相應(yīng)模型的殘差平方和，最小殘差平方和所對應(yīng)的門檻值就被認(rèn)為是最接近門檻水平的真實(shí)門檻值[14]。因此可構(gòu)造出門檻估計(jì)值在95%置信區(qū)間的圖形，如圖3所示。

為了檢驗(yàn)門檻效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，Hansen提出采用自舉法（Bootstrap）模擬似然比檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布，得到相應(yīng)的概率Bootstrap P值，據(jù)此判斷門檻值的真實(shí)性。表3給出了單門檻模型各因素的自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果和95%顯著性水平下的置信區(qū)間。人均GDP和第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的門檻值在5%的水平上顯著，其余變量的門檻值均在1%水平上顯著。同時為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠裼须p門檻效應(yīng)甚至多門檻效應(yīng)，表4則給出了各影響因素雙門檻效應(yīng)的相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果。由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知，各個變量的統(tǒng)計(jì)量均未能通過顯著水平的檢驗(yàn)可知。由此可知，不存在雙門檻效應(yīng)甚至多門檻效應(yīng)，整個模型只存在單門檻效應(yīng)。（三）模型估計(jì)結(jié)果

針對各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征，本文將影響該地區(qū)企業(yè)對外直接投資的因素歸納為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外商投資規(guī)模、市場結(jié)構(gòu)及地區(qū)的經(jīng)濟(jì)成分結(jié)構(gòu)4個方面，分別對其具體的影響進(jìn)行門檻回歸檢驗(yàn)

為了保證門檻值選取及回歸的有效性，在實(shí)際檢驗(yàn)當(dāng)中，排序后保留樣本中最大的10%和最小的10%，只把樣本中間80%個變量的值作為門檻值的候選來源。，檢驗(yàn)結(jié)果（如表5所示）表明這些影響因素存在明顯的單門限特征。

（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。當(dāng)GDP總量超過27 698.18億元時，經(jīng)濟(jì)總量對OFDI具有顯著的正向促進(jìn)作用，而當(dāng)GDP總量低于這一水平時，經(jīng)濟(jì)總量對OFDI的作用不明顯。同樣，當(dāng)一個地區(qū)的人均GDP水平超過39 985.07元時，對OFDI的正向促進(jìn)系數(shù)達(dá)到0.17，而當(dāng)人均GDP低于這一水平時，對OFDI的負(fù)向影響系數(shù)達(dá)到了0.26。一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，該國或地區(qū)的企業(yè)越容易形成對外直接投資的所有權(quán)優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢和區(qū)位優(yōu)勢，一切投資行為都離不開母國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（2）外商投資規(guī)模。當(dāng)一個地區(qū)吸引的外商投資規(guī)模超過9 145.061億元時，外商投資對OFDI具有顯著的正向影響，系數(shù)達(dá)到0.66；而當(dāng)一個地區(qū)吸引的外商投資規(guī)模低于這一水平時，外商投資對OFDI具有顯著的負(fù)向影響，系數(shù)為0.81。FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)使東部地區(qū)內(nèi)資部門的技術(shù)得以提升，中部地區(qū)得到有效發(fā)揮，西部地區(qū)的外溢效應(yīng)為負(fù)。提高外商投資的技術(shù)溢出效應(yīng)，增強(qiáng)本地企業(yè)的吸收能力，是有效促進(jìn)本地企業(yè)實(shí)行國際化經(jīng)營的有效途徑之一。

（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)超過610.85萬人時，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員會對OFDI具有顯著的促進(jìn)作用，其變量的估計(jì)系數(shù)在1%顯著水平上達(dá)到了0.39；當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)超過905.81萬人時，此時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計(jì)系數(shù)為0.33，并且通過了1%顯著水平的檢驗(yàn)，這充分表明第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的增加會對OFDI產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用。相反，當(dāng)，第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)分別低于各自的門檻水平時，會對地區(qū)的OFDI流量產(chǎn)生明顯的抑制作用，雙方的估計(jì)系數(shù)分別為-0.53和-0.34，并且均通過了5%顯著水平的檢驗(yàn)。第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)對OFDI具有基本相同的作用機(jī)理，這與對外直接投資行業(yè)分布廣泛（中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報，2011）的特點(diǎn)相符。這意味著中國企業(yè)在海外市場形成的產(chǎn)業(yè)集聚，更多是依靠外部的行業(yè)規(guī)模優(yōu)勢而不是企業(yè)自身具有的特定優(yōu)勢。

（4）民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展。目前，國有或國有控股企業(yè)依然是中國進(jìn)行對外直接投資的主體，但未來，隨著民營企業(yè)實(shí)力不斷趨向壯大，國有企業(yè)的OFDI占比在達(dá)到高峰點(diǎn)之后將逐漸回落。企業(yè)對外直接投資的內(nèi)在經(jīng)濟(jì)動力和國家政策導(dǎo)向共同奠定了民營經(jīng)濟(jì)在中國對外直接投資中的重要地位。當(dāng)民營經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資規(guī)模超過7 414.01億元時，對OFDI具有顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.36；當(dāng)民營經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資規(guī)模低于這一水平值時，對OFDI具有相同程度的反向影響效應(yīng)。隨著民營經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對OFDI的影響由抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用，體現(xiàn)了民營經(jīng)濟(jì)在中國對外直接投資中的強(qiáng)勁后力。

從控制變量可以看出，出口規(guī)模對OFDI具有顯著的正向影響，與張為付的研究結(jié)論一致，說明中國對外直接投資類型是以出口替代、市場尋求型為主。政策支持與企業(yè)對外直接投資規(guī)模成正相關(guān)關(guān)系，這與事實(shí)情況相符：一方面，國有企業(yè)擔(dān)負(fù)著國家的戰(zhàn)略發(fā)展、能源資源尋求的責(zé)任，更多地體現(xiàn)了國家的經(jīng)濟(jì)利益，多屬于政府政策驅(qū)動型的對外直接投資；另一方面，國家積極執(zhí)行“走出去”戰(zhàn)略，大力支持民營企業(yè)發(fā)揮自身機(jī)動靈活的體制優(yōu)勢。研發(fā)投入對地區(qū)的OFDI規(guī)模具有明顯的促進(jìn)作用，說明中國對外直接投資企業(yè)研發(fā)投入不足、技術(shù)水平亟待提高。

（四）結(jié)果分析

實(shí)證結(jié)果顯示，國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素達(dá)到或超過一定門檻值時，對OFDI具有積極的促進(jìn)作用。以人均GDP為例，如圖4所示，從地區(qū)看，除內(nèi)蒙古外，跨越門檻值的省、區(qū)、直轄市主要集中在東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)；從時間看，跨越門檻值的省份主要集中在2006-2008年和2009-2011年，而2003-2005年人均GDP跨越門檻值省份很少，僅有上海。由此表明隨著時間推移，更多省份的人均GDP對OFDI的促進(jìn)作用明顯在更大范圍內(nèi)顯現(xiàn)出來。同樣地，中國對外直接投資在近期才得到迅速發(fā)展，并且主要集中在東部沿海地區(qū)。這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱的地區(qū)往往同時存在著對外開放度低、缺乏具有國際經(jīng)營經(jīng)驗(yàn)的專門人才、地理位置閉塞、技術(shù)水平低、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等內(nèi)在問題，導(dǎo)致企業(yè)很難形成特定的所有權(quán)優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢、內(nèi)部化優(yōu)勢；另外，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)一切以發(fā)展為目的，在現(xiàn)階段促進(jìn)對外直接投資帶來的經(jīng)濟(jì)效益遠(yuǎn)不如引進(jìn)外資帶來的經(jīng)濟(jì)效益大，從而形成對OFDI的“擠出”效應(yīng)。在政策優(yōu)惠方面，對民營企業(yè)的鼓勵政策缺乏針對性，民營企業(yè)融資難、規(guī)模小、難以形成集中優(yōu)勢等問題仍未得到解決。因此，要合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，積極參與西部大開發(fā)戰(zhàn)略，結(jié)合中西部地區(qū)的特色資源努力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，轉(zhuǎn)變對外直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的思路，把促進(jìn)對外直接投資和經(jīng)濟(jì)增長并重發(fā)展，以縮小東、中、西部地區(qū)之間的差距。

四、基本結(jié)論與政策建議

本文借鑒Hansen的門檻模型，選用中國2003-2011年間29個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)對中國OFDI的宏觀影響因素進(jìn)行估計(jì)，得到以下實(shí)證分析結(jié)論。

其一，中國不同地區(qū)的對外直接投資流量規(guī)模不同。由于各地區(qū)的地理位置、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、國家政策導(dǎo)向不同導(dǎo)致影響中國對外直接投資的宏觀因素存在差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)比經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的對外直接投資出現(xiàn)得更早、規(guī)模更大。在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，歸納總結(jié)了這些因素影響OFDI的內(nèi)在機(jī)制，并提出這些影響因素具有一定的門檻特征。

其二，本文分別選擇了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、外商投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)成分組成等4方面的6個因素，檢驗(yàn)這些因素對中國對外直接投資規(guī)模所產(chǎn)生的影響，并測算了國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、外商投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)成分組成等影響因素的門檻值。只有當(dāng)這些指標(biāo)達(dá)到或超過門檻值時，對中國OFDI才具有顯著的促進(jìn)作用，反之，則不存在影響甚至對OFDI會產(chǎn)生擠出效應(yīng)，即中國對外直接投資的宏觀影響因素表現(xiàn)出了明顯的門限特征。

綜合上述結(jié)論，本文認(rèn)為在促進(jìn)中國企業(yè)積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略時，需要考慮以下4方面：第一，依據(jù)中國各個地區(qū)具體的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，對不同地區(qū)實(shí)行差別化的鼓勵政策。為了充分調(diào)動中國企業(yè)國際化經(jīng)營的積極性，最根本的途徑是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對外直接投資規(guī)模的擴(kuò)大離不開母國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，尤其應(yīng)對中西部地區(qū)加大扶持力度，轉(zhuǎn)變發(fā)展思路，實(shí)現(xiàn)對外直接投資和經(jīng)濟(jì)同時發(fā)展以縮小地區(qū)間的差距。第二，各地區(qū)在引進(jìn)外資時不但要避免外資企業(yè)在國內(nèi)形成壟斷優(yōu)勢阻礙本地企業(yè)發(fā)展，更要把技術(shù)溢出效應(yīng)作為評估外資質(zhì)量的重要指標(biāo)，增強(qiáng)自身吸收能力，加快中國從“引進(jìn)來”到“走出去”發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變。第三，中國對外直接投資涉及行業(yè)廣泛，大多依靠外部行業(yè)的規(guī)模優(yōu)勢，企業(yè)自身缺乏所有權(quán)優(yōu)勢，這就要求政府在加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的同時注重優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的政策引導(dǎo)，加大研發(fā)投入，創(chuàng)造良好的創(chuàng)新環(huán)境。第四，政府應(yīng)充分結(jié)合民營企業(yè)自身特點(diǎn)培養(yǎng)民營企業(yè)的競爭優(yōu)勢，充分利用財(cái)稅、金融等措施為民營企業(yè)提供融資支持和信貸保證，完善對外投資信息服務(wù)系統(tǒng)，為民營企業(yè)對外直接投資提供強(qiáng)大的資金和信息支撐。

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（責(zé)任編輯傅旭東）