基于省際面板數據的OFDI逆向溢出效應與我國流通業發展關系實證研究

王玉明

內容摘要：近年來，我國經濟迅速發展，政府也在實施“走出去”戰略，我國企業的對外直接投資量不斷增加，流通業成為對外直接投資中占比較大的行業。本文選取2003-2015年省際面板數據，在借鑒C-D和L-P模型的基礎上，測算我國流通業OFDI是否存在逆向溢出效應。實證結果表明，我國流通業OFDI存在逆向溢出效應，并且這種逆向溢出促進了我國流通業的發展。在此基礎上，本文進一步研究了OFDI逆向溢出效應的影響因素，實證結果表明，經濟發展水平、對外開放程度和金融發展規模都有助于OFDI逆向溢出效應的實現。最后，根據實證結果提出相應的政策建議。

關鍵詞：對外直接投資 逆向溢出效應 影響因素

引言

自從開始實施改革開放策略，我國與世界的聯系越來越緊密，中國2015年進出口貿易額達到245502.9億元，已經成為一個貿易大國，流通業在中國進出口貿易中占很大比重。流通業可以輻射區域經濟，可以對消費進行服務，可以對上游的生產性企業進行控制，由于流通業具有上述特點，使其成為中國宏觀經濟的基礎。流通業在中國對外直接投資中一直處于很重要的地位，我國2015年批發和零售業流量為192.2億美元，在中國對外直接投資流量占比13.2%；交通運輸/倉儲和郵政業為27.3億美元，占比1.9%；住宿和餐飲業占比為0.5%，我國流通業對外直接投資流量合計占比為15.6%。

有關對外直接投資逆向溢出效應的研究有很多。國外對于OFDI逆向溢出效應的研究已經很成熟。Mac Dougall（1960）是首位研究OFDI逆向溢出效應的人，他在研究OFDI與東道國福利之間的關系時，將OFDI作為一個變量。雖然他開辟了研究OFDI逆向溢出效應的先河，但是早期研究方法和角度都比較簡單，后續對于OFDI的逆向溢出效應的研究則比較深入。Vahter（2005）通過對愛沙尼亞跨國企業的研究發現，愛沙尼亞跨國企業的OFDI存在逆向溢出效應。陳巖（2011）發現金融發展水平有助于中國OFDI逆向溢出效應的實現。國內研究流通業對外直接投資方面的文獻很少。朱瑞庭（2014）通過實證研究發現，中國流通業如果想“走出去”，需要中國政府建立對外直接投資的外部保障體系，同時需要中國企業提升技術水平。伴隨著中國政府實行“走出去”和“一帶一路”政策，中國對外直接投資量不斷增加，而流通業是中國對外直接投資中的一個重要行業，研究對外直接投資對我國流通業的影響具有很重要的現實意義。

我國流通業對外直接投資現狀

改革開放以來，中國經濟對外開放，吸引了很多外國流通企業進入中國，如沃爾瑪、家樂福等。這些外國流通企業進入中國市場，壓縮了我國流通企業的市場，隨著我國流通企業實力的增強，開始嘗試“走出去”，以獲得更大的市場。

本文研究的流通業主要集中在批發零售業、交通運輸業和住宿餐飲三個行業，而這三個行業成為中國對外直接投資中比例較大的行業。據《2015年中國對外直接投資公報》顯示，我國批發零售業的流量為192.2億美元，存量為1219.4億美元；交通運輸業流量為27.3億美元，存量為399.1億美元；住宿餐飲業流量為7.2億美元，存量為22.3億美元。我國流通業流量和存量在2004-2015年間總體趨勢增長。流通業流量從2004年的163038萬美元增長到2015年的2267000萬美元，凈增加值為2103962萬美元；流通業存量從2004年的1244463萬美元增長到16408000萬美元，凈增加值為15163537萬美元。

實證模型與指標選取

（一）實證模型

（二）變量選取說明與來源

本文選用的數據是2003-2015年的省級面板數據，各變量數據來源于《中國統計年鑒》、《中國對外直接投資公報》、《中國金融年鑒》。流通業的相關數據來自于批發零售業、交通運輸業和住宿餐飲三個行業。

Y表示我國流通業的產出，用以衡量流通業發展程度，我國流通業的總產出數據用我國流通產業的年增加值表示，相關數據來自于《中國統計年鑒》。

K表示流通業資本存量。流通業資本存量采用永續存盤計算得來：

Kt=Kt-1+（It-Dt）/Pt

在上式中，It和Dt分別表示表示當年的名義固定資產總額和名義折舊額，P表示當年的固定資產價格指數。It、Dt、Pt都來自于《中國統計年鑒》。

L表示流通業中的就業人數。

Sofdi表示我國流通業通過對外直接投資獲得的外國資本流量。本文在L-P模型基礎上，參考國內文文獻的處理數據方法獲取Sofdi數據。處理Sofdi數據的公式如下：

式中，Sit表示i國t時期的OFDI存量，GDPit表示i國t時期的GDP，Stofdi表示t時期i國通過對外直接投資獲取的外國資本量。

由于本文所用的是面板數據，所以要得到各省市的海外資本量。各省市所獲取的海外資本量的計算按照各省對外直接投資存量在全國對外直接投資存量中所占的比重計算獲得，計算公式如下：

實證檢驗

（一）單位根檢驗

數據的平穩性對于一個模型來說是非常重要的。本文模型數據采用ADF檢驗，變量不做差分處理的結果都是不平穩的。因此對變量進行一階差分處理，檢驗結果如表1所示。

從表1中可以看出，模型中變量經過一階差分后都是平穩的，并且通過了5%的顯著性水平檢驗。由于都是一階單整，所以需要進行協整性檢驗。

（二）協整性檢驗

本文面板數據檢驗采用Kao檢驗，協整檢驗結果如表2所示。

從表2中可以看出，p值是小于1%和5%的，即拒絕原假設，本文所使用的模型通過顯著性檢驗，存在協整關系。

（三）面板回歸結果的歸納與分析

模型使用固定效應模型還是隨機效應模型，本文通過Hausman檢驗來確定。Hausman檢驗的原假設為個體效應與解釋變量無關，即隨機效應回歸模型，拒絕原假設就選擇固定效應回歸模型。對于模型（1）的檢驗結果如表3所示。endprint

從表3可以看出，中國流通業對外直接投資是存在逆向溢出效應的，這種逆向溢出效應為正，且促進了中國流通業的發展。

模型（2）、模型（3）是研究OFDI逆向溢出影響因素的模型。對于模型（2）、（3）的檢驗同樣運用Hausman檢驗來確定隨機效應模型或固定效應模型，回歸結果如表4所示。

模型（2）是驗證經濟發展程度對OFDI逆向溢出效應影響的模型。從表4可以看出，lnSofdixlnPGDP交互項為正，說明人均GDP提升有利于對外直接投資逆向溢出。中國經濟發展水平越高，越有利于中國對外直接投資逆向溢出。這個研究結果與李梅（2010）的研究結論相同。

模型（3）是研究對外開放程度對OFDI逆向溢出影響的模型。從表4可以看出，lnSofdixlnOPEN的系數為正，說明經濟開放程度有利于對外直接投資逆向溢出。中國開放程度越高，越有利于中國對外直接投資逆向溢出。

結論與建議

（一）結論

第一，現階段，我國流通業對外直接投資存在逆向溢出效應，并且這種逆向技術溢出促進了我國流通業的發展。人力資本和資本存量都促進了我國流通業的發展，但流通業OFDI逆向溢出對流通業發展的貢獻卻沒有人員投入和資本存量作用大。

第二，國內經濟發展程度、對外開放程度都有助于我國流通業OFDI逆向溢出效應的實現。經濟發展程度、對外開放程度對我國流通業OFDI逆向溢出的吸收起到積極作用。

（二）建議

根據實證分析所得出的結論，本文對我國流通業對外直接投資提出以下幾點建議：

第一，我國流通業應該增加對外直接投資。我國流通業在對外直接投資時，除了資源獲取型和市場獲取型之外，還可以增加技術獲取型的對外直接投資。

第二，我國流通業需要提高自身技術水平。我國流通業需要對產業標準化和產業信息化方面加強技術創新。我國流通業的技術創新可以通過兩種渠道：一是增加流通業研發資金，聘用相關人才進行自主創新；二是通過對外直接投資，吸收發達國家的先進技術和知識。我國流通業需要融入世界市場，與世界上知名流通企業建立信息交流通道，促進我國流通業標準國際化。

第三，中國政府應該繼續實行“走出去”戰略，并且建立流通業對外直接投資支撐體系。中國政府一方面要對“走出去”的流通企業實施稅收和政策優惠，另一方面加強金融體系建設并完善流通業相關法律，減少流通業融資阻力，促進流通業運行規范化和法制化。

參考文獻：

1.Mac Dougallgda.The benefits and costs of private investment from abroad：A theoretial approach[J].Economic Record，1960，36（73）

2.Bruce Kogut，Sea Jing Chang.Technological capabilities and Japanese foreign direct investment in the United States[J].The Review of Economics and Statistics，1991，73（3）

3.Bruno van Pottelsberghe de la Potterie，Frank Lichtenberg.Does Foreign Direct Investment Transfer Technology Across Borders[J].The Review of Economics and Statistics，2001，83（3）

4.陳巖.中國對外投資逆向技術溢出效應實證研究：基于吸收能力的分析視角[J].中國軟科學，2011（10）endprint