東道國數字經濟差異化水平對中國OFDI的影響

高云龍 馮朋蓮 朱云釗

(河北經貿大學商學院 河北石家莊 050061)

2022年初，各國加快調整政策、聚焦科技創新和數字產業鏈發展，全球數字經濟在逆境中平穩發展。數字戰略布局能提高各國數字治理能力[1]，我國政府高度重視國內數字經濟發展，2022年《政府工作報告》的數字中國建設布局逐漸成為國民經濟的重要驅動力[2]，促進各國穩定經濟增長、實現經濟復蘇的關鍵抓手[3]。“一帶一路”倡議為我國OFDI創造了良好的國際投資環境，中國對外直接投資合作將迎來新的發展機遇。2020年，中國OFDI總額達1537.1億美元，第一次位居世界首位，占世界比重達20.2%，但是中國OFDI程度受到各國不同數字經濟發展水平的影響亦有差別。一方面，流向大洋洲的投資額減少近三成，但對亞洲、歐洲和非洲等其他區域的投資均呈不同程度的增幅，各國數字經濟的發展顯著促進中國OFDI活動規模。另一方面，中國對非洲、北美洲和大洋洲的投資額比重均小于5%，非洲、北美洲和大洋洲是數字經濟發展水平較差、數字鴻溝程度相對較嚴重的區域[4]。這說明中國OFDI具有區域傾向，中國OFDI規模會因各國數字經濟發展失衡而產生負面影響。因此，為了促進中國對外直接投資規模，亟須將各國數字經濟差異化水平與中國OFDI相結合，實證分析各國縮小數字經濟發展水平差距的必要性，并提出相關政策性建議。

縱觀國內外文獻，當前從數字經濟差異化角度探析國家數字經濟發展水平與中國OFDI的研究相對較少，創新點主要包括以下三點：一是在探究中國OFDI規模受到各國數字經濟水平影響的基礎上，對各國數字經濟發展做了深入研究，即東道國的數字經濟差異化問題，在治理全球數字經濟失衡方面具有重要的現實意義。二是用最值歸一化法和差值法求得的數據表示國家間數字經濟發展的差距，采用熵值法計算五個二級指標的權重，構建了創新的數字經濟差異化DEDL測度指標，能更深入地探析中國OFDI規模受各國數字經濟差異化水平的影響。三是將構建的DEDL指標納入拓展的投資引力模型進行實證檢驗，并按不同收入水平對數據進行層次劃分，擴大了引力模型的解釋范圍。

1 模型構建與數據說明

1.1 計量模型構建

為了探析數字經濟差異化水平對中國OFDI產生的影響，借鑒邱志萍、秦淑悅(2022)[5]的貿易引力模型，進一步修正后，建立了拓展的投資引力模型(1)：

其中，i表示東道國；lnOFDIit表示中國對i國的OFDI規模；t=2011—2020年，βx為回歸系數；εit表示隨機擾動項。

1.2 變量選取

為了確保數據的統一性，本文在借鑒華為統計全球連接指數GCI的79個國家統計樣本的基礎上，剔除了因東道國資源密集度和相對制度質量等數據缺失的比利時、奧地利、阿聯酋、埃及和塞爾維亞等23個國家樣本，最終得到51個國家在2011—2020年共計10年的面板數據。為避免產生多重共線性等問題，特對所有變量(不含DEDL)取對數處理，所有相關變量的名稱、含義和計算方法如表1所示。

表1 所有變量的名稱、含義和計算方法

數字經濟差異化水平(DEDL)指標構建。從世界銀行發展指標數據庫(WDI)選取五個可衡量國家之間數字經濟發展水平差距的二級指標，主要基于東道國數字經濟發展過程中的互聯網安全程度差距(NETS)、互聯網普及率差距(IUI)、移動網絡覆蓋率差距(MCS)、固定寬帶差距(FBS)和電話普及率差距(FTS)的不同發展水平，構建核心解釋變量DEDL主要包括以下幾個步驟：

首先，考慮到指標數值間較大的差距問題，同時為了避免突出較高值指標作用和削弱較低值指標的作用，選擇最值歸一化公式：，按年份(t)分別對51國的每個二級指標(j)源數據進行歸一化處理，Xijt表示標準二級指標值，i表示東道國，j表示第j個二級指標。

其次，對各個年度(t)每個二級指標(j)在51國中的最大值進行篩選，假設為Xmijt，m表示最大值。計算各個年度(t)每個國家(i)的二級指標值Xijt與Xmijt的差的絕對值，記為：Yijt=|Xijt-Xmijt|，Yijt表示每個國家(i)各個二級指標(j)的差距，表示國與國之間發展數字經濟的差異化水平。

最后，綜合考量五個二級指標對中國OFDI的影響，采取熵值法分別對各二級指標數據Yijt進行加權平均處理，計算各二級指標的權重Vijt，分別為10.91%、61.15%、18.40%、4.48%和5.06%，最終求得核心解釋變量DEDL數值，確保了數據的有效性。

綜上，本文深入考量不同國家之間數字經濟發展水平的差異化問題，每項指標數據與各指標所篩選最低值的差值是數字經濟差異化的數據呈現，各國與發展水平最高國的指標差距是數字經濟發展水平差異化的具體表現形式。所以，構建DEDL指標對探析東道國之間的數字經濟發展不平衡問題有著重要的現實意義。

1.3 數據來源

(1)被解釋變量與解釋變量。被解釋變量OFDI表示中國OFDI規模，借鑒董有德和米筱筱(2019)[6]的數據計算方法：，對指標數據進行標準化處理。構建的東道國數字經濟差異化水平DEDL為核心解釋變量，數據來源于WDI數據庫。

(2)控制變量。中國GDP規模CGDP、東道國GDP規模GDP、東道國數字經濟發展水平TEC和東道國資源密集度RES均來源于WDI數據庫。TEC指標是實證檢驗東道國數字經濟水平對中國對外投資影響不可或缺的解釋變量。INST指標數據來自世界銀行全球治理指標數據庫(WGI)，對其包括的六個系列指標加權平均計算來表示各國制度質量。中國與各國之間的距離成本DIS，本文借鑒何俊勇、萬粲(2021)[7]采用的計算方法，用兩國首都間的球面距離乘歷年國際油價的結果表示。中國與各國的球面距離來自法國CEPII數據庫，從國際貨幣基金組織(IMF)數據庫的主要商品價格系統(Primary Commodity Price System)獲取國際油價。ICT價格籃子(IPB)，數據來源于國際電聯數據庫(ITU Date)，國際電聯收集了全世界約200個經濟體的ICT服務的零售價格。

2 實證結果分析

2.1 描述性統計

如表2所示，在確保樣本數據無極端值的情況下，被解釋變量OFDI標準差(sd)為5.833，數值較高，說明中國對東道國投資存在區域流向差異。控制變量TEC標準差為2.813，說明東道國的數字經濟發展水平參差不齊、差異較大。相較而言，其他變量的標準差均小于1.5，整體數據相對穩定。

表2 各變量描述性統計結果

2.2 回歸結果與分析

面板回歸結果，基于拓展的投資引力模型(1)，各東道國數字經濟差異化水平會對中國OFDI規模產生消極影響。從表3中模型(1)的混合OLS檢驗結果來看，東道國數字經濟差異化水平DEDL的回歸系數為-1.609，在99%的置信水平上顯著為負。對比分析模型(2)和模型(3)，Hausman檢驗的P值為0.7069，采用模型(3)進行實證分析，DEDL回歸系數為-1.082，在99%的置信水平上顯著為負。鑒于數據的穩健性，模型(3)采用有限信息最大似然法(LIML)檢驗，DEDL回歸系數與OLS檢驗結果相同。

表3 東道國數字經濟差異化水平與中國OFDI規模的面板回歸結果

以上結果表明，在控制東道國ICT價格、相對制度質量、距離成本等變量的情況下，東道國數字經濟差異水平對中國OFDI規模具有顯著的負效應。東道國數字經濟差距每擴大1%，中國OFDI規模會減少0.926%。由此可見，東道國數字經濟發展水平越高越促進中國OFDI，但是國家間的數字經濟發展水平差距越大，反而越會抑制中國OFDI規模的擴大。

2.3 內生性檢驗與穩健性檢驗

(1)內生性檢驗

為了解決本文解釋變量DEDL與被解釋變量OFDI之間可能存在的雙向因果關系，借鑒陳林等(2016)[8]的研究方法，將東道國數字經濟差異化水平和東道國GDP規模變量的滯后一期作為DEDL的兩個工具變量，在擾動項εit無自相關的前提下，采用SYS-GMM、2SLS和LIML模型進行內生性檢驗，結果如表4所示。

表4 基于系統GMM、2SLS和LIML的內生性檢驗結果

由表4可以看出：第一，表4中(1)SYS-GMM為兩步系統GMM的內生性檢驗，AR(1)的P值為0.034且小于1%，AR(2)的P值為0.636且大于10%，SYS-GMM不存在擾動項二階自相關，估計結果具有可靠性。Sargan和Hansen檢驗結果分別為0.413、0.261，在10%的顯著性水平上接受“工具變量有效”的假設，不存在過度識別問題。第二，在表4的(2)2SLS模型中，F統計量的檢驗結果為134.346，遠大于10，(2)2SLS的回歸值與(3)LIML的回歸值十分接近，故不存在弱工具變量。第三，對比三個內生性檢驗模型，所有基于DEDL的回歸系數均在1%的置信水平上顯著抑制中國OFDI規模，與本文假設內容相統一。因此，在控制潛在內生問題的基礎上，數字經濟差異化水平對中國OFDI規模的影響結果未受到較大干擾，原假設依然成立。

(2)穩健性檢驗

采用分樣本回歸分析法進行穩健性檢驗。根據WDI分類，將全樣本51個國家分為高收入、中高收入、中低收入和低收入四類不同收入水平的樣本，四類樣本國家數目分別為29個、10個、11個和1個，由于低收入國家樣本只有烏干達1國，為了保證實證結果的嚴密性，本文刪除低收入國家烏干達樣本，對其他三組(共50國)樣本進行穩健性檢驗。通過對三組樣本進行Hausman檢驗，評估方式均選定隨機效應。結果顯示，高收入和中高收入國家數字經濟差異化水平DEDL的回歸系數分別為-3.804、-4.988，均在99%的置信水平上顯著為負，但中低收入國家的DEDL回歸系數是5.335，且不顯著。

具體來看，一方面，高收入水平國家發展差距DEDL每增加1%，中國OFDI規模減小3.804%，比全樣本減少1.609%的規模還要大，更加凸顯了國家間數字經濟發展差距之大對中國OFDI的負面影響力度；中高收入國家的DEDL回歸系數為-4.988，比高收入國家略小，對中國OFDI的消極影響力度進一步擴大。這兩類國家的相同之處在于解釋變量DEDL均對中國OFDI產生負效應，處于數字經濟發展上升階段的國家容易受到貿易政策的影響，阻礙了各國公平分配跨境數據帶來的經濟收益，最終導致東道國數字經濟差異化問題凸顯。另一方面，中低收入國家的DEDL回歸系數為正，但結果并不顯著，說明收入水平較低的國家數字經濟建設不足，數字經濟差異化水平較大，其數字經濟發展面臨挑戰，中國對其OFDI規模具有較大潛力。整體來看，在控制東道國ICT價格、相對制度質量、距離成本等變量的情況下，從高收入水平國家到較高收入、較低收入水平國家，東道國數字經濟差異增大，導致中國OFDI阻力增大。顯而易見，此檢驗結論與全樣本的實證結論是一致的。

3 結語

本文基于2011—2020年中國OFDI增長較快的51個國家的面板數據，構建測度國家間數字經濟差異化水平DEDL的衡量指標體系，建立拓展的投資引力模型，實證檢驗中國OFDI規模受各國數字經濟發展差距的影響。研究結論如下：第一，在控制東道國ICT價格、相對制度質量、距離成本等變量的情況下，各國數字經濟發展不平衡的差異化問題會抑制其數字經濟的發展，阻礙中國OFDI規模的擴大。第二，國家數字經濟發展水平對中國OFDI存在顯著的促進作用，其數字經濟發展水平越高，中國對該國進行OFDI的規模越大。因此，為了擴大中國OFDI規模，本文提出以下政策建議：

一是立足我國產業現狀，推進新時代數字基建布局。我國應積極響應《“十四五”數字經濟發展規劃》的政策號召，加快5G網絡建設步伐，促進數字基礎設施建設，滿足人們日益增長的數字智能化生活需求，助力我國周邊落后國家或地區的數字經濟發展。

二是全面弘揚黨的十九大精神，高質量共建“一帶一路”建設。聚焦“一帶一路”，我國應充分考慮東道國數字基礎設施的現狀，衡量其與數字經濟發展水平較高國家之間的差距，規避對外直接投資風險，為中國企業“走出去”提供完備的安全保障。

三是重視國際規則，抓住新冠疫情帶來的發展機遇。數字經濟將成為我國產業投資的高質量軌道，我國應建立健全對外投資合作促進機制，不斷優化對外投資合作發展環境，積極參與并引領全球數字治理議程，提高我國制定數字經濟國際規則和標準的話語權，展現中國的大國責任與擔當，推動國際經濟治理新機制的形成。