E军事tìS犁'跚中国对外直接投资与经济发展水平关系的实证研究于超葛和平2(1.河海大学商学院，南京210098;2.南京信息工程大学经济管理学院，南京210044)摘要:伴随着中国经济国际竞争力的不断增强和"走出去"战略的不断实施，中国对外直接投资迅速发展。文章首先就改革开放以来中国的经济发展水平和对外直接投资之间的关系进行实证研究，结果表明，中国的对外直接投资与经济发展水平之间的关系符合邓宁的投资发展周期理论，并且中国的对外直接投资处于投资发展周期理论的第三阶段。接着，文章运用单位根检验、协整检验以及误差修正模型对2003-2009年面板数据进行实证分析，结果发现，长期内，中国的经济发展水平和对外直接投资之间互为因采关系，而在短期，两者之间的关系并不显著。关键询:对外直接投资;经济发展水平;面板数据中图分类号:F832文献标识码:A文章编号:1002-6487(2011)18-0129-03察其系数的正负号的方法。本文选择1982-2∞9年共28年的数据，其中中国历年外资流入与流出数据来源于联合国贸’ 间固的提出发会议(UNCTAD)公布的《世界投资报告~，人均GNP数据来20世纪80年代以来，全球对外直接投资迅速发展，已经源于世界银行数据库。这里以中国对外直接投资净额作为成为推动世界经济发展的重要力量，其作用也越来越受到世因变量，人均国民生产总值作为自变量，建立如下二次函数界各国的重视。处于经济转型期的中国，正在作为对外直接模型:投资的重要力量，在更高水平、更大范围和更深层次上参与NOI，=α+ßPGNP，+y(PGNP，)2+ê， (1) 经济全球化和国际分工。改革开放以来，随着中国经济的迅其中，NOI，表示时期t中国对外直接投资净额，速发展，基础设施不断改进，中国在吸引外商直接投资方面PGNP，表示时期t中国人均国民生产总值，α代表截距，ß取得了巨大成就。外资的大量涌入，不仅在很大程度上弥补和y为系数，ê，为随机误差。用最小二乘法对模型进行回了中国经济增长过程中的资金缺口，也促进了生产力的发展归得:和产业结构的升级。但对外直接投资的发展却相对缓慢，直NOI, = 一，+∞O∞0153汉(PGNP，)到2∞1年，中央政府把"走出去"战略正式写入了《国民经济()事叫..(-←1口)户..川..(8侣.465)γ川Hα2)和社会发展第十个五年计划纲要~，鼓励和支持有条件的企2 其中，R=，向中回归系数下面括号内的数字是t业对外投资和跨国经营，中国的对外直接投资才开始呈现快统计值"*牌"表示在1%的水平上拒绝原假设。从回归的结速发展的态势。再次背景下对中国的经济发展水平与对外果可以看出，各参数的t检验均在1%的水平上显著。从系数直接投资之间的关系进行实证研究，不仅会丰富对外投资的的符号可以看出，二次项系数为正值，一次项系数为负值，两相关理论，而且对于增强我国经济的国际竞争力，加快融入个变量的系数与邓宁投资发展周期理论的"J"型曲线相吻合。世界经济进程有着重要的意义。实际上，1992年以前(人均GNP低于4∞美元)，中国的外资流入与对外直接投资都很少①，符合邓宁提出的第一2模型的建立足实证幢幢阶段;1992 -2∞7年(除2∞6年外)，中国对外直接投资净额变为更大的负数。这一阶段与邓宁提出的第二阶段也是比二次函数模型较符合(尽管2∞7年中国人均GNP已经达到了2490美尽管近几年来中国经济发展迅速，但作为发展中国家，元)。从2∞8年开始，一方面，中国对外投资净额开始变大中国对外投资起步晚、规模小、技术含量低，中国的跨国公司(绝对值在变小);另一方面，将(2)式进行配方得，当人均国面临着与其他国家跨国公司不同的内、外部环境。那么，中民生产总值达到2268美元时，对外直接投资净额达到最小国的对外直接投资在多大程度上能用邓宁的投资周期理论的-669亿美元。通过这两方面的分析可以认为，中国对外解释呢?为了能请这一问题，下面进行"J型曲线"效应的验直接投资已经进入了投资发展周期理论的第三阶段。为了证。一般来说，44J型曲线"效应的验证采取建立二次方程，观基金项目:教育部社科规划项目C10YJA790198)作者简介:于超(1980一)，男，山东青岛人，博士研究生，研究方向:金融工程与投资管理。①根据联合国贸发会议(UNCTAD)提供的数据，1992年以前，中国历年对外直接投资流量不足10亿美元，外贵流入也不足45亿英元。统计与决策2011年第18期(总第342期)129
E露'暇.1...缸噩更准确额地确定近年来对外直接投资与经济发展水平之表2Group›间的关系，下面将对2001年以后的数据进行研究。统计量名ADF 面板数据检验 数据来源P值0αm 由于商务部从2003年才开始对各省市对外直接投资情况进行比较详细的统计，因此本文选取2003-2009tic) ;其余3个为维度间(between-dimension)检验O这3组统年，中国25个省市的人均国内生产总值(PGDP)②和对外直计量是:组间ρ统计量(Group-rho-Statistic)、组间PP统计量接投资流量(OFDI)进行实证分析③，考察它们之间的关(Group-PP-Statistic)、组间t统计量(GroupADF -Statistic ) 0 系。人均国内生产总值的数据来源于国家统计局，各省市对Pedroni指出，每一个标准化的统计量都趋于正态分布，但外直接投资的数据来源于历年《中国对外投资统计公报》。Panel ADF统计量和GroupADF统计量在小样本情况下检验对外直接投资额统→用当年的汇率换算成人民币。为了避效果更好，在检验结果不一致时，要以这两个统计量为标免变量之间出现伪回归的现象，需要对面板数据先进行单位准。Pedroni协整检验的结果如表2所示根检验，以判断其平稳性。如果面板数据非平稳但同阶单从检验结果来看，7个统计量中有6个在5%显著水平下整，可以进一步进行协整性检验，以确定变量之间是否存在拒绝原假设，特别是PanelADF统计量和GroupADF统计量某种长期稳定关系。为此，我们建立下面的方程:均在1%显著水平下拒绝原假设。因此，综合判断可以得出(3) LnFDI结论:LnFDI和LnPGDP存在协整关系。两者的长期均衡it=αi+卢iLnPGDPit+Uit方程为: 面板数据的单位根检验LnFDIit = + 2. 339LnPGDP面板数据的单位根检验方法可以分为两大类:一类为相it (4) ( )阳()'"同根情形下的单位根检验，即各截面序列具有相同的单位LnPGDP= + 根，这类方法主要包括LLC检验、Breitung检验以及Hadri检it it (5) ()…()叫验;另一类为不同根情形下的单位根检验，即各截面序列具其中括号内的数字是t统计值树*"表示在19毛的水平有不同的单位根，这类方法主要包括IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验。本文选择有相同根情形下的LLC检上拒绝原假设。(剑、(5)说明对外直接投资和人均GDP之间验以及不同根情形下的Fisher-ADF检验对(3)进行检验，其存在长期的双向作用关系，下面进行Granger因果关系检验。本文运用Engle和Granger(1987)提出的EG两步法，建中，Fisher-ADF检验又分ADF-Fisherl检验(左侧检验)立误差修正模型如下。和ADF-FisherZ检验(右侧检验)。面板数据的单位根检验结果如表l所示。从检验结果来看，LnFDI和t::.LnFDIit = Yl + ~Ylkt::.LnFDIit-k + ~Y2kMω'Pit是LnPGDP两个变量的水平值均不能拒绝存在单位根的原假(6) +'!I1ECMit-1+μu 设，但他们的一阶差分值均在5%的显著水平上拒绝单位根原假设。因此，可以判定这两个变量均为1(1)过程。下面进t::.LnPGDP=ρl+~ρJkt::.LnFDIit-k + ~ρ2kt::.LnPGD it 行面板数据的协整检验。Pit计'!I2ECMit一1+Uit (7) 面板数据的协整检验和Granger因果关系检验其中ECM是误差修正项，是前一步回归的残差。如果面板数据的协整检验方法可以分两类，一类是建立在它的系数显著，则说明变量之间存在长期的因果关系。即如Engle and Granger二步法基础上的面板协整检验;另一类是果'!Il显著不为零，则说明经济发展水平是对外投资的长期建立在Johansen协整检验基础上的面板协整检验。本文运Granger原因，同理，如果'!I2显著不为零，则说明对外投资是用第一类协整检验中的Pedroni检验。Pedroni( 1999)通过构造7个统计量来检验面板变量之间的协整关系，其中4个为经济发展水平的长期Granger原因。同时，还可以对两者的维度内(叫wii让t让抽h由in短期因果关系进行检验。对(6)式，如果接受原假设v-Statistic)、面板p统计量(Panel血rho←-S缸t创atis甜ticω)、面板P冉P统计H:Y2k=0，则说明经济发展水平不是对外直接投资的短期O量(Panel凹PP-斗Sta川t血ti时s创t甜iωcω)以及面板t统计量(PanelADFι-S缸t血atJ←s-Granger原因;如果拒绝原假设，则说明经济发展水平是对外直接投资的短期Granger原因。同理，对于(7)式，如果接受原假设Ho:ρlk=O，则说明对外直接投资不是经济发展水平表1面板戴据的单位根检验结果的短期Granger原因;女日果拒绝原假设，则说明对外直接投资LLC Fisher-ADF检验变量概率结论是经济发展水平的短期Granger原因。检验卡方统计量概率Z统计量概率LnFDI 不平稳下面，对LnFDI和LnPGDP进行Granger因果关系检∞ ∞ LnFDI ∞ 平稳验。考虑到不同滞后期模型残差的相关性、t检验的显著性LnPGDP ∞ 不平稳等，本文选取2期滞后进行检验，检验的结果如表3所示。MnPGDP 平稳②一方面，考虑到数据的可得性，另一方面，由于人均GDP是反映经济发展阶段非常重要的参数，同时GNP联革较密切，因此，本文选择各省市的人均GDP进行研究。③由于西藏、青海、宁夏、重庆、海南、贵州6省市的对外投资的数据有缺失，分析中没有包含这些地区O130 统计与决策2011年第18期(总第342期)
E莓'面蕾犁'缸噩袋3误差修正模型检验结果的国家或地区、需要办理的手续等，最后做出判断，这自然也变量因变量是因变量是需要一定的时间。C ’" ( -1) O.∞15 3铺论( -1) (-2) 一"( -2) ’" 尽管中国近几年对外直接投资的发展较为迅速，而且也ECM(-1) ’" 一"取得了很好的成绩，但根据<2009中国对外投资统计公报》A句.R' 。.6844的统计，中国的对外直接投资主要集中在商务服务业、批发F 零售业、采矿业、交通运输业、仓储业等技术含量不高的产D-W 业。同时，中国对外投资的垄断优势并不明显，除少数几个其中H***"表示在1%的水平上拒绝原假设川"表示在5%跨国公司外，多数企业目前依然不能充分利用国际、国内两的水乎上拒绝原假设。个市场、两种资源。为了更好的反映一国的对外直接投资水由表4可以看出，(6)式的误差修正项的系数是平，UNCTAD开发了对外直接投资绩效指数(OND)来反映一一，且通过了1%的显著性检验，因此，经济发展水平国企业对外直接投资的两种决定因素:所有权优势和区位因(人均国内生产总值)是对外直接投资的长期Granger原因。素。所有权优势是指一国企业拥有或能够得到的而他国企业同时，考察其他变量系数的符号和显著性，可以发现，经济发没有或无法得到的无形资产、规模经济等方面的优势。如创展水平不是对外直接投资的短期Granger原因;(7)式的误差新力、品牌、信息、融资等方面的优势;区位优势即区位的综合修正项的系数是一，且通过了5%的显著性检验，因资源优势，即某一地区在发展经济方面客观存在的有利条件此，对外直接投资是经济发展水平的长期Granger原因。同或优越地位，其构成因素主要包括自然资源、地理位置以及时，考察其他变量系数的符号和显著性，可以发现对外直接社会、经济、科技、文化、教育等方面。OND计算公式如下:投资不是经济发展水平的短期Granger原因。!NDd-FDIJFDIw 回归结果讨论, GDP;!GDPw (1)中国的净对外直接投资与经济发展水平的非线性回其中FD1i表示一国对外投资流量，FD1w表示世界对归分析结果表明，中国经济发展与对外直接投资的关系与外投资流量，GDP表示该国的国内生产总值，GDP表示iwDunning的投资发展周期理论基本吻合，中国的对外直接投世界生产总值。中国自23-2009年的对外直接投资平均∞资处于Dunning投资发展周期理论的第三阶段。实际上，中绩效指数(OND)不足@而大多数发达国家每年的绩效国各个地区的对外投资发展并不平衡。东部发达地区经济指数(OND)都在以上。从这个方面来说，国内企业对外发展迅速，已经拥有了较高的研发、生产和营销的技术，具备直接投资的所有权优势与发达国家比依然存在着差距。了知识产权的所有权优势，同时这些地区的企业也拥有了管随着全球经济一体化进程的逐步加快，各国之间的联系理、控制等方面的内部化优势，因此对外投资发展迅速，较早越来越紧密走出去"战略对中国经济的影响力必然会变得的进入了第三阶段。西部欠发达地区则由于经济发展水平越来越大，以经济带动投资，以投资拉动经济，两者共同促进较低，缺乏对外直接投资所必需的所有权优势和内部化优形成良性的循环，是未来经济发展的一个趋势。势，因此，对外投资发展较为缓慢。(2)中国的对外直接投资和经济发展水平之间存在长期参考文献:均衡关系。从长期来看，经济发展水平和对外直接投资互为[1]高敏宫，李颖俊.对外直接投资发展阶段的实证分析一国际经验与Granger原因，即在长期内，两者相互促进共同发展。经济发中国现状的探讨[J].管理世界，2∞4，(1).展水平的提高能够显著促进对外直接投资的发展，而对外直[2]黄武俊，燕安.中国对外直接投资发展阶段实证检验和国际比较接投资的进一步发展反过来又会促进经济水平的锦衣部提[J].国际商务，2010，(1).[3]李辉.经济增长与对外投资大困地位的形成[J].经济研究，2∞7，(2).高。这一结论表明中国对外直接投资规模的扩大具有国内[4]路求知，朱吉庆.中国对外直接投资发展阶段的实证研究[J].世界经济水平的支撑，国内企业"走出去"战略是具有经济基础和经济研究，2∞7，(2).理论依据的。[5]张为付.中国对外直接投资与经济发展水平关系的实证研究口]南(3)从短期来看，中国的对外直接投资不是经济发展水京大学学报，2008，(2).平的Granger原因，经济发展水平也不是对外直接投资的[6]Andreff, W. The New MultinationaI Corporations from Transition Granger原因。这意味着在短期，对外直接投资和经济发展Countries[J]. Economic System, 2ω2，26(4). 水平之间没有互相影响。这是因为，无论是经济发展水平对[7]Choi, J. Unit Root Tests for Panel Data[J]. JoumaI of IntemationaI 投资的影响还是对外投资对经济发展水平的影响都需要~Money and Finance, 2∞1，(20) 定的时间。一方面，从对外投资到获取利润，进而提高人均[8]Dunning, J. H. Explaining the IntemationaI Direct Investment Posi›GDP通常需要经过一定的时间;另一方面，当经济发展水平tion of Countries: Towards a Dynamic or DevelopmentaI Approach[J]. 提高以后，人们往往不会立即对外直接投资，而是要综合考Weltwirt配haftlichesArchiv, 1981,(117). 虑各方面的因素，这包括对外投资的产业、投资的方式、投资(责任编辑/浩天}③根据UNCTAD网站和世界银行网站公布的数据计算得:2∞3-2009中国的OND分别为:，，、、，、。统计与决策2011年第18期(总第342期)131
