中國對外直接投資發(fā)展階段的實證分析

[摘要] 根據(jù)自1982年至2004年間的中國時間序列數(shù)據(jù)，基于鄧寧的IDP理論，分析中國凈對外直接投資的趨勢，表明中國的對外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。通過考察中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資、外商直接投資和中國凈對外直接投資之間的格蘭杰（Granger）因果性關(guān)系及用回歸方法重建中國凈對外直接投資模型，判定中國現(xiàn)階段應(yīng)處于鄧寧的IDP理論之第二階段末第三階段初。但對照中國的凈對外直接投資數(shù)據(jù)還沒有回升的跡象，表明中國對外直接投資發(fā)展滯后。

[關(guān)鍵詞] 對外直接投資格蘭杰因果性關(guān)系實證分析

目前在研究或印證一國對外直接投資發(fā)展所處階段，使用得較多是由英國經(jīng)濟學(xué)家鄧寧（John H. Dunning）于20世紀(jì)80年代初提出的投資發(fā)展周期（Investment Development Cycle or Investment Development Path，IDP）理論。基于鄧寧的IDP理論，本文擇取了自1982年至2004年間的中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、人口總數(shù)、對外直接投資、外商直接投資，以及各年中國人民幣兌換美元的匯率等數(shù)據(jù)，首先分析中國凈對外直接投資的趨勢，其次考察中國國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資、外商直接投資和中國凈對外直接投資之間的格蘭杰（Granger）因果性關(guān)系，最后用回歸方法重建中國凈對外直接投資模型。

一、中國凈對外直接投資的趨勢分析

1.中國對外直接投資的趨勢分析

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議網(wǎng)站之中國對外直接接投資（outflow）的數(shù)據(jù)，對1982年～2004年間中國對外直接投資作趨勢分析如下：

其中，Loutflow是中國對外直接投資額的自然對數(shù)形式，Time是一個從1到23的趨勢變量。從非常顯著的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值，以及和60％的R2來看，該回歸方程是比較理想的。式(1)告訴我們在1982年～2004年間，中國的對外直接投資額(年流量)平均每年以14.1％的速度增長。根據(jù)式(1)的擬合值與中國實際對外直接投資額的比較，顯示出中國對外直接投資的明顯向上趨勢，說明今后中國對外直接投資將保持繼續(xù)增長的勢頭。

2.中國利用外國直接投資的趨勢分析

根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議網(wǎng)站之中國利用國外直接投資（inflow）的數(shù)據(jù)，對1982年～2004年間中國利用外國直接投資做趨勢分析如下：

其中，Linflow是中國利用外國直接投資額的自然對數(shù)值，Time是一個從1到23的趨勢變量。自變量time的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值均非常顯著，R2也很高。根據(jù)式(2)可以推斷在1982年～2004年間，中國每年利用外國直接投資平均每年增長22.4％。根據(jù)式(2)的擬合值與中國實際利用外國直接投資額的比較，顯示了中國利用外國直接投資的明顯向上的趨勢，說明今后中國利用外國直接投資將繼續(xù)保持增長勢頭。

3.中國凈對外直接投資趨勢分析

同樣根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議網(wǎng)站之相關(guān)數(shù)據(jù)，對1982年～2004年中國的凈對外直接投資(netflow)做如下的趨勢分析：

其中，netflow是中國的凈對外直接投資(其值為：outflow-inflow)。式(9)的t統(tǒng)計值和F統(tǒng)計值均顯著，R2也較理想。因此，根據(jù)式(3)，在1982年～2004年間中國的凈對外直接投資額的絕對數(shù)平均每年增長1．8468單位。根據(jù)式(3)的擬合值與中國實際凈對外直接投資額的比較，顯示了中國凈對外直接投資的明顯向下的趨勢，表明中國的凈對外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。

二、格蘭杰因果性檢驗

為了考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對外直接投資人均值之間的關(guān)系，本文引入了格蘭杰（Granger）檢驗法。筆者首先擇取了自1982年至2004年間的中國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)、人口總數(shù)、對外直接投資、外商直接投資，以及各年中國人民幣兌換美元的平均匯率、各年美國CPI指數(shù)；其中中國對外直接投資、外商直接投資的數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議網(wǎng)站，中國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值及其指數(shù)來自中國統(tǒng)計年鑒；其次計算出人均對外直接投資額、人均外商直接投資額、人均對外直接投資凈額；再次將各變量統(tǒng)一調(diào)整為1982年價格，以1元人民幣為單位見附表；最后對各變量取自然對數(shù)，從而完成對數(shù)據(jù)的預(yù)處理工作。

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

由于做格蘭杰因果性檢驗時必須要求各變量為平穩(wěn)序列，而上述數(shù)據(jù)都屬時間序列數(shù)據(jù)，因而有必要考察變量的平穩(wěn)性。此處使用Dickey-Fuller平穩(wěn)性檢驗。

具體檢驗時，首先分別用LGDP、LODI、LIDI、LNDI代表以1982年不變價格表示的人均GDP、人均對外直接投資絕對值、人均外商對華直接投資、人均對外直接投資凈值絕對值的自然對數(shù)值。

然后采用ADF法進行單位根檢驗，檢驗時按一般的經(jīng)驗做法選擇ADF 檢驗的形式，ADF檢驗滯后階由AIC信息準(zhǔn)則確定。檢驗結(jié)果如表1所示。

結(jié)果表明，LGDP、LODI的對數(shù)序列為I(0)序列；IDI、NDI的對數(shù)序列為I(1)序列，其一階差分序列在5%的顯著水平上為 I(0)序列。各變量的一階對數(shù)差分序列代表的是各個變量的增長率。

2.格蘭杰因果檢驗

此處分別對LGDP、LODI及LIDI、LNDI的差分序列進行了格蘭杰因果性檢驗，選取滯后一階至六階。用Eview5.5軟件得到的回歸結(jié)果如表2所示。

結(jié)果表明:①當(dāng)滯后期為1和2時，在不同的顯著水平上， LGDP與LODI互為格蘭杰原因，其中在10%的顯著性水平上，LODI是LGDP的格蘭杰原因；在5%的顯著性水平上，LGDP是LODI的格蘭杰原因。也就是說在短期內(nèi)，中國經(jīng)濟的增長能極大地中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經(jīng)濟發(fā)展的促進作用則不如前者明顯。②當(dāng)滯后期為3、4、5時，在不同的顯著水平上，△LIDI與LGDP互為格蘭杰原因。其中，當(dāng)滯后期為2、3、4、5、6時， LGDP是△LIDI的格蘭杰原因；當(dāng)滯后期為3、4時， △LIDI才是LGDP的格蘭杰原因。也就是說在中長期內(nèi)，外商對華直接投資與中國經(jīng)濟的增長有相互促進作用，其中中國經(jīng)濟的增長對外商對華直接投資促進作用持續(xù)時間更長。③僅當(dāng)滯后期為6時，在接近10%的顯著水平上，LGDP才是△LNDI格蘭杰原因。也就是說，一般而言，中國凈對外直接投資對中國經(jīng)濟增長的作用很不明顯；從長期角度，中國經(jīng)濟增長對中國凈對外直接投資起促進作用。

三、中國凈對外直接投資模型的建立

此處采用中國自1982至2004年間的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均凈中國對外直接投資數(shù)據(jù)，并依GDP指數(shù)和美國CPI指數(shù)將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均中國對外直接投資凈值換算成2004年美元不變價格。構(gòu)建如下模型：

ANDI=C1+C2AGDP+C3AGDP2+u

其中，ANDI為人均凈對外直接投資；AGDP為人均國民生產(chǎn)總值；C1為截距項；C2、C3分別為AGDP、AGDP2的系數(shù)，u為誤差項。采用最小二乘法，利用EVIEW5.5軟件對此模型進行估計， 結(jié)果如下：

其中調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2為0.9584表明擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度都很高。此外同時通過了F檢驗。但是常數(shù)項C、AGDP 的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計量均明顯不顯著，AGDP平方的系數(shù)也只是呈現(xiàn)弱顯著，表明此模型不甚理想，可考慮調(diào)整。本著先一般后特殊的原則，采用三次方至五次方的模型進行檢驗。使用EVIEW5.5軟件進行測試，最后使用三次方模型，回歸結(jié)果如下：

其中R2值為0.9716，調(diào)整后的擬合系數(shù)R2為0.9671，均高于采用二次方模型。且此時各項系數(shù)均顯著或弱顯著。并用matlab軟件得到對應(yīng)的曲線，見圖，在擬合中國數(shù)據(jù)的同時，較好地符合IDP理論的“U型曲線”假說。

根據(jù)此方程進行計算，可以得到三次型模型曲線的最小值約在AGDP為1315.99美元處（2004年不變價格），而2005年中國人均GDP為1703美元，對應(yīng)此模型，可以判定中國現(xiàn)階段應(yīng)處于第二階段末第三階段初。但對照中國的ANDI數(shù)據(jù)還沒有回升的跡象，結(jié)合格蘭杰因果分析部分，究其原因，可能是由于中國經(jīng)濟的增長對外商對華直接投資的促進作用遠(yuǎn)大于對中國對外直接投資的促進作用，二者差距越來越大，由此可以斷定，中國對外直接投資滯后。

四、結(jié)論

經(jīng)過上文的實證檢驗，可得出的主要結(jié)論有:

1.基于鄧寧的IDP理論，通過對中國自1982年至2004年間時間序列數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)在中國對外直接投資及外商對華投資都保持繼續(xù)增長的勢頭的同時，中國凈對外直接投資呈現(xiàn)出明顯向下的趨勢，這表明中國的對外直接投資仍處于投資發(fā)展周期的第二階段。

2.通過引入格蘭杰（Granger）檢驗法來考察中國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國對外直接投資人均值、外商直接投資人均值和中國凈對外直接投資人均值之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：短期內(nèi)，中國經(jīng)濟的增長能極大地促進中國對外直接投資的增長；反之，中國對外直接投資對中國經(jīng)濟發(fā)展的促進作用則不如前者明顯。在中長期內(nèi)，外商對華直接投資與中國經(jīng)濟的增長有相互促進作用，其中中國經(jīng)濟的增長對外商對華直接投資促進作用持續(xù)時間更長。

3.通過建立的中國凈對外直接投資三次方模型，可以判定中國現(xiàn)階段應(yīng)處于鄧寧的IDP理論之第二階段末第三階段初。但對照中國的凈對外直接投資數(shù)據(jù)還沒有回升的跡象，究其原因，可能是由于中國經(jīng)濟的增長對外商對華直接投資的促進作用遠(yuǎn)大于對中國對外直接投資的促進作用，二者差距越來越大，從而斷定，中國對外直接投資滯后。

本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。